馮濤　羅小偉　劉浩

內(nèi)容提要 市場化改革進(jìn)程中，國家在將大部分行業(yè)向市場放開的同時(shí)，仍保留了對鐵路、電力、電信等行業(yè)的行政壟斷，使我國勞動(dòng)力市場在行業(yè)上呈競爭-壟斷“二元”分割扭曲，進(jìn)而引發(fā)了“扭曲產(chǎn)生扭曲”之行業(yè)收入分配嚴(yán)重失衡問題。本文對此進(jìn)行了理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)。本文以行業(yè)進(jìn)入壁壘強(qiáng)度為標(biāo)準(zhǔn)將所有行業(yè)劃分為競爭和壟斷兩大部門，在利用2000-2013年全國及22個(gè)省份的行業(yè)數(shù)據(jù)估測出我國勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)造包含勞動(dòng)力市場扭曲的封閉的兩部門模型來分析勞動(dòng)力市場扭曲對行業(yè)收入差距的作用機(jī)理，最后構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型實(shí)證檢驗(yàn)了二者之間的作用關(guān)系。研究結(jié)果表明：在我國，勞動(dòng)力市場扭曲程度對行業(yè)收入差距存在著顯著且穩(wěn)健的正向作用，即勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲越嚴(yán)重（對應(yīng)的勞動(dòng)力市場扭曲指數(shù)越?。?，行業(yè)收入差距越大。

關(guān)鍵詞 勞動(dòng)力市場扭曲 收入差距 行業(yè)進(jìn)入壁壘

〔中圖分類號〕F241.2；F047.1 〔文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A 〔文章編號〕0447-662X（2016）05-0044-11

一、問題提出

當(dāng)前中國，收入分配嚴(yán)重失衡已是一個(gè)不爭的事實(shí)。①政府近些年也一直致力于解決收入差距過大問題，但收效甚微。其中一個(gè)重要原因就在于：城鄉(xiāng)收人差距的增速雖有所放緩，但行業(yè)收入差距問題卻日益凸顯，并已成為我國當(dāng)前居民收入差距持續(xù)擴(kuò)大的重要推動(dòng)因素。②當(dāng)然，這也引起了學(xué)術(shù)界前所未有的關(guān)注。比如，李實(shí)和趙人偉、洪興建以及魏眾都指出，我國不同行業(yè)間的收入差距正呈不斷擴(kuò)大趨勢。③羅楚亮和李實(shí)也通過研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段我國不同行業(yè)間的人均工資水平具有較大的差距，而福利補(bǔ)貼的差異更大，從而增大了行業(yè)之間的收入差距。④而且，收入層級越高，行業(yè)間工資收入差距越大。⑤這樣，自然而然地浮現(xiàn)出以下問題：到底是什么因素或原因在推動(dòng)我國行業(yè)收入差距不斷擴(kuò)大？其背后的作用機(jī)理又是什么？

張少杰等認(rèn)為，我國勞動(dòng)力市場的行業(yè)分割，使得勞動(dòng)力的行業(yè)間流動(dòng)受到限制，造成了我國行業(yè)之間的收入差距問題。張少杰、董碧松、郭雅嫻：《不完全要素市場對收入分配的影響研究》，《北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)》（社會科學(xué)版）2007年第3期。魏眾發(fā)現(xiàn)，1990年以來我國行業(yè)收入差距不斷擴(kuò)大，這與壟斷行業(yè)工資增長速度過快有非常大的關(guān)系。魏眾：《中國當(dāng)前的收入分配狀況及對策分析》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2010年第8期。而王甫勤認(rèn)為，人力資本是決定收入高低的主要因素，但勞動(dòng)力市場分割扭曲也有著重要影響，它是影響我國當(dāng)前行業(yè)收入差距的主要因素。王甫勤：《人力資本、勞動(dòng)力市場分割與收入分配》，《社會》2010年第1期。葉林祥等指出，行業(yè)壟斷與所有制均是造成我國行業(yè)收入差距的重要因素，但所有制的影響要大于行業(yè)壟斷的影響，并且二者的共同作用導(dǎo)致我國行業(yè)收入差距日趨擴(kuò)大。葉林祥、李實(shí)、羅楚亮：《行業(yè)壟斷、所有制與企業(yè)工資收入差距——基于第一次全國經(jīng)濟(jì)普查企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《管理世界》2011年第4期?；輰幒凸缇陮?shí)證研究了行業(yè)壟斷對行業(yè)收入差距的影響，發(fā)現(xiàn)2003-2009年間我國行業(yè)收入差距在不斷擴(kuò)大，壟斷行業(yè)與非壟斷行業(yè)平均收入差距占到了全國平均收入差距的60%～70%?；輰?、郭淑娟：《行業(yè)壟斷與行業(yè)收入差距研究》，《山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2012年第8期。王天夫和崔曉雄更是詳細(xì)分析了行業(yè)影響收入分配的兩條路徑：一是直接影響不同行業(yè)的平均收入，二是通過影響不同行業(yè)中個(gè)人特征（如教育、年齡等）的收入回報(bào)率而結(jié)構(gòu)性地調(diào)整收入分配。王天夫、崔曉雄：《行業(yè)是如何影響收入的——基于多層線性模型的分析》，《中國社會科學(xué)》2010年第5期。最后，馮濤和羅小偉從“身份”型社會視角探討了我國勞動(dòng)力市場“身份”型分割扭曲對收入差距的影響，然后基于CGSS2010數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，在我國個(gè)人收入水平與其“身份”具有較強(qiáng)的相關(guān)性，其中行業(yè)上具有“壟斷”和“國有”身份的勞動(dòng)力分別比“非壟斷”和“非國有”身份的勞動(dòng)力獲得的收入更高，且兩類勞動(dòng)力之間確實(shí)存在著顯著的收入差距。馮濤、羅小偉：《勞動(dòng)力市場扭曲與收入差距研究——基于“身份”型社會視角》，《經(jīng)濟(jì)管理》2015年第4期。可是，本文認(rèn)為他們大部分人都未能抓住造成我國行業(yè)收入差距乃至總體收入差距持續(xù)擴(kuò)大的深層本質(zhì)。實(shí)質(zhì)上，造成我國行業(yè)收入差距不斷擴(kuò)大的根本原因是：漸進(jìn)式改革使得我國政府在推行市場化改革的同時(shí)，對部分行業(yè)仍保持行政壟斷進(jìn)而維持其各種特權(quán)，使得我國勞動(dòng)力市場在行業(yè)上呈競爭-壟斷“二元”分割扭曲，從而阻礙了競爭部門的勞動(dòng)力向壟斷部門自由流動(dòng)，扭曲了勞動(dòng)力競價(jià)機(jī)制，導(dǎo)致競爭部門的勞動(dòng)力報(bào)酬過低而壟斷部門勞動(dòng)力報(bào)酬過高，進(jìn)而造成行業(yè)收入分配嚴(yán)重失衡。

二、我國勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲測度

遵照新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)，勞動(dòng)力市場是完全競爭（不存在任何摩擦）的，勞動(dòng)力等要素能在兩個(gè)部門之間自由流動(dòng)，那么兩部門的勞動(dòng)力報(bào)酬將趨于均等化，即wa=wb（其中w為工資率，a、b表示2個(gè)不同的部門），從而兩部門的收入水平也將趨于均等?？墒牵?dāng)勞動(dòng)力市場存在扭曲時(shí)（如制度障礙、市場分割等），勞動(dòng)力就無法在兩部門間自由流動(dòng)，這必將引發(fā)出生產(chǎn)要素錯(cuò)配問題，進(jìn)而會影響某個(gè)部門的生產(chǎn)效率，那么兩個(gè)部門之間的勞動(dòng)力報(bào)酬就會存在著顯著差異。于是，本文以行業(yè)進(jìn)入壁壘強(qiáng)度為標(biāo)準(zhǔn)（具體根據(jù)各行業(yè)的非公有制經(jīng)濟(jì)占比與外商實(shí)際直接投資額加以劃分），將全國所有行業(yè)劃分為競爭和壟斷兩大部門。由于2003年時(shí)國家統(tǒng)計(jì)部門對我國行業(yè)劃分進(jìn)行了變更，為盡可能地保證統(tǒng)計(jì)口徑的統(tǒng)一，本文所探討的壟斷部門具體為：1978-2002年包括采掘業(yè)，電力、煤氣和水生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)，交通運(yùn)輸、倉儲和郵電通信業(yè)，金融保險(xiǎn)業(yè)，衛(wèi)生體育和社會福利業(yè)，教育、文化藝術(shù)和廣播電影電視業(yè)，科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)，國家機(jī)關(guān)、政黨機(jī)關(guān)和社會團(tuán)體；而2003-2013年包括采掘業(yè)，電力、熱力、燃?xì)夂退a(chǎn)供應(yīng)業(yè)，交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，金融業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)，教育，衛(wèi)生和社會工作，文化、體育和娛樂業(yè)，公共管理、社會保障和社會組織。其余的行業(yè)相應(yīng)地劃歸于競爭部門。設(shè)定勞動(dòng)力市場處于扭曲情形下，市場實(shí)現(xiàn)出清時(shí)競爭部門與壟斷部門的工資率滿足：endprint

于是，由已有的我國行業(yè)方面的宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)就能測算出我國勞動(dòng)力市場的行業(yè)扭曲指數(shù)。

首先，由于無法獲得全國及各個(gè)省份分行業(yè)教育收益率（ρx）的具體數(shù)據(jù)，在對我國現(xiàn)有關(guān)于教育收益率研究成果梳理與比較后，本文最終選擇楊惠馨和王海兵基于CHNS（中國健康與營養(yǎng)調(diào)查）數(shù)據(jù)運(yùn)用擴(kuò)展的明瑟方程所估測的值作為我國行業(yè)教育收益率。詳見楊惠馨、王海兵：《中國教育收益率：1989-2011》，《南方經(jīng)濟(jì)》2015年第6期。當(dāng)然，這只是中國教育收益率全行業(yè)平均值，肯定會對估測值的精確性產(chǎn)生影響。其次，全國分行業(yè)勞動(dòng)力受教育年限數(shù)據(jù)（sx）則由2001-2013年的《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和2014年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算得到。本文將各統(tǒng)計(jì)年鑒中的受教育程度相應(yīng)轉(zhuǎn)換為受教育年限，其中文盲為0年、小學(xué)畢業(yè)為6年、初中為9年，高中和中專為12年、大專和本科為16年、研究生及以上為20年，然后分行業(yè)用各個(gè)學(xué)歷層次的年限乘以權(quán)數(shù)（其所占總?cè)丝诒龋┑玫较鄳?yīng)受教育年限數(shù)據(jù)。而遺憾的是，無法獲得各個(gè)省份的分行業(yè)勞動(dòng)力受教育年限數(shù)據(jù)，因此本文只能將全國值用于到各省份人力資本因素控制的調(diào)整中。最后，由歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》與各省份的地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒計(jì)算得出競爭部門與壟斷部門的產(chǎn)出增加值比重zC和1-zC、勞動(dòng)力占比lC和1-lC。至此我們可以估算全國及各省份2000-2013年勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲程度。由于一些省份未公布分行業(yè)產(chǎn)出增加值，所以我們最終只能計(jì)算得到22個(gè)省份的勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)。由于所估測的省份多達(dá)22個(gè)，難以對各個(gè)省份在2000-2013年期間勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲變化情況一一作詳細(xì)分析，而且這樣做既繁瑣又難以清晰地看出其變化趨勢，因此本文接下來也僅在圖1中繪制出了全國及東、中、西部其中，東部地區(qū)具體包括北京、天津、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等9個(gè)省/直轄市，中部地區(qū)具體包括山西、安徽、河南、湖南4個(gè)省份，西部地區(qū)具體包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆9個(gè)省/直轄市/自治區(qū)。地區(qū)2000-2013年勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)的變化趨勢。

從圖1可以發(fā)現(xiàn)，無論是全國還是各個(gè)地區(qū)的勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)均在2000-2013年期間呈現(xiàn)出平穩(wěn)提升的趨勢，這表明2000年以來我國勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲情況出現(xiàn)持續(xù)改善，而勞動(dòng)力市場一體化程度正逐年提升。這與我國政府自1978年以來不斷深化經(jīng)濟(jì)體制改革是分不開的，且市場經(jīng)濟(jì)改革不僅弱化了我國企業(yè)間的體制性分割，也提升了全國勞動(dòng)力市場一體化程度。另外，我國于2001年加入WTO。 根據(jù)WTO的要求，我國政府對原來一些嚴(yán)格限制進(jìn)入的行業(yè)逐步放開。如金融行業(yè)，根據(jù)當(dāng)時(shí)加入WTO的承諾，我國金融行業(yè)將于2006年12月11日之前全面開放，而如電信業(yè)、石化業(yè)、影視業(yè)、報(bào)刊業(yè)、教育業(yè)、交通業(yè)、倉儲業(yè)、郵遞服務(wù)業(yè)等也在WTO后的3到5年內(nèi)逐步對外資全面放開。這正是2000年以來我國勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲程度持續(xù)下降的重要推動(dòng)力。

具體來看：東部地區(qū)，勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲程度相對較小，而考察期間增長速度也相對緩慢；中部地區(qū)2000年時(shí)，勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲較為嚴(yán)重，但這些年改善非常大，增速也最快，在圖1中其曲線較為陡峭，這與考察的對象較少（山西、安徽、河南、湖南4個(gè)?。┣疑轿魇〉膭趧?dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)較大有關(guān)系；西部地區(qū)勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲程度相對較高，考察期間增速也較為平緩，這可能與我國加入WTO后實(shí)施行業(yè)對外資開放時(shí)在地區(qū)上西部地區(qū)開放時(shí)間最晚、開放力度最小有著莫大關(guān)系。另外，由于一些省份的某些統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失，造成我們最終的考察省份只有22個(gè)，這也造成東中西部地區(qū)均值都在全國平均水平之上。這既有統(tǒng)計(jì)口徑差異也有人為因素的原因。當(dāng)然，全國統(tǒng)計(jì)數(shù)值相對真實(shí)可靠，可以作為重點(diǎn)參考和研究對象。那么從圖1可以得出：2000年以來我國勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)有了顯著提升，這意味著我國勞動(dòng)力市場一體化程度在此期間明顯改善。

三、理論模型

本部分將在一個(gè)封閉的兩部門一般均衡模型中，從勞動(dòng)力市場行業(yè)上競爭-壟斷二元分割角度分析勞動(dòng)力扭曲對收入差距的作用機(jī)理。參照Restuccia等、Alvarez-Cuadrado等及蓋慶恩等的作法，將勞動(dòng)力市場扭曲引入到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的兩部門新古典經(jīng)濟(jì)增長框架中。Restucciaa D.， Yang D.T. and Zhu X.， “Agriculture and Aggregate Productivity： A Quantitative Cross-country Analysis，” Journal of Monetary Economics， vol.55， no.2， 2008， pp.234～250； Alvarez-Cuadrado F. and M. Poschke， “Structural Change Out of Agriculture： Labor Push versus Labor Pull，” American Economic Journal： Macroeconomics， vol.3， no.3， 2011， pp.127～158；蓋慶恩、朱喜、史清華：《勞動(dòng)力市場扭曲、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和中國勞動(dòng)生產(chǎn)率》，《經(jīng)濟(jì)研究》2013年第5期。

1.基本假設(shè)

考慮一個(gè)封閉的經(jīng)濟(jì)體，存在彼此分割的兩部門（壟斷部門與競爭部門），由于兩個(gè)部門之間存在著制度分割，導(dǎo)致勞動(dòng)力無法實(shí)現(xiàn)自由流動(dòng)。為了分析簡便，進(jìn)一步假定該經(jīng)濟(jì)的勞動(dòng)力數(shù)量（L）等于其人口數(shù)量，且人口增長率為0。

（1）生產(chǎn)部門

首先，假設(shè)該經(jīng)濟(jì)體只存在兩個(gè)部門：競爭部門（C）和壟斷部門（M），通過投入勞動(dòng)力（L）和資本（K）生產(chǎn)出各自的產(chǎn)品，而其生產(chǎn)函數(shù)依次為：

由此可以看出，兩部門的收入差距（ζ）與勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)（τi）成負(fù)相關(guān)。由于勞動(dòng)力市場的行業(yè)扭曲程度隨指數(shù)τi反向變化，因此這意味著勞動(dòng)力市場扭曲對行業(yè)收入差距具有正向作用，即勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲越嚴(yán)重（τi越?。?，兩部門間的收入差距（ζ）越大；而勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲程度越小（τi越大），則兩部門間的收入差距（ζ）越小。另外，兩部門的收入差距還受到兩部門的勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性（α，β）的影響，而收入差距的絕對值還受到部門M的基準(zhǔn)工資（wM）的影響。endprint

3.長期均衡

長期看，初始收入狀況對下一期的收入水平有著重要影響。另外，在我國，父輩的就業(yè)行業(yè)、職務(wù)及收入水平對子女的就業(yè)行業(yè)、工作單位及收入水平有著重要影響。因此，本文將構(gòu)建一個(gè)考慮代際傳遞情形的勞動(dòng)力市場扭曲與收入分配差距的長期均衡模型。

為了便于分析，假設(shè)代表性個(gè)人只存活2期，即青年期和成年期。其中，在青年期初可以從父輩那獲得數(shù)量為b的收入（財(cái)產(chǎn)），此時(shí)他面臨著兩種選擇，即不進(jìn)行人力資本投資而直接進(jìn)入工作條件差且相對低收入的競爭部門C工作與進(jìn)行人力資本投資以提高自身技能從而將來進(jìn)入工作條件好且收入較高的壟斷部門M就業(yè)，但人力資本投資的成本為F，同時(shí)假定當(dāng)b

顯然，作為理性人，如果不進(jìn)行人力資本投資就直接進(jìn)入競爭部門C工作的效用大于進(jìn)行人力資本投資而進(jìn)入壟斷部門M工作的效用，那么他肯定會選擇不進(jìn)行人力資本投資就直接進(jìn)入競爭部門C工作。根據(jù)式（16），當(dāng)2wC+F>wM時(shí)，所有人都將選擇不進(jìn)行人力資本投資而直接進(jìn)入競爭部門C工作，那么壟斷部門M就不存在，因此需施加一個(gè)約束條件：2wC+FwM。根據(jù)式（16），個(gè)人是否進(jìn)行人力資本投資將受到青年期初從父輩那獲得的財(cái)產(chǎn)（收入）數(shù)量多寡的影響（這又與父輩收入水平相關(guān)）。從而得出，當(dāng)個(gè)人青年期初獲得的財(cái)產(chǎn)b>X時(shí)，他將選擇進(jìn)行人力資本投資并在成年期就業(yè)于壟斷部門M，而當(dāng)其青年期初獲得的財(cái)產(chǎn)b

X=2wC+F（1+r）-wMr（18）

因此，個(gè)人在青年期之初獲得的財(cái)產(chǎn)（收入）數(shù)量多少（這又與父輩的就業(yè)部門直接相關(guān)）決定了他是否進(jìn)行人力資本投資，并最終進(jìn)入競爭部門C還是壟斷部門M就業(yè)，進(jìn)而決定了他的收入水平高低，當(dāng)然也進(jìn)一步?jīng)Q定了他留給下一代的的財(cái)產(chǎn)（收入），于是又間接決定了其子輩的收入水平?；诖耍岢黾僬f一：就業(yè)于收入水平較高的壟斷部門M的代表性個(gè)人更傾向于進(jìn)行人力資本投資并最后進(jìn)入到壟斷部門M工作以獲得高收入，而就業(yè)于收入水平低的競爭部門C的代表性個(gè)人則更傾向于不進(jìn)行人力資本投資就直接進(jìn)入部門C而只能獲得較低的收入。

進(jìn)一步，假設(shè)就業(yè)于壟斷部門M的代表性個(gè)人的收入IM>I*=γ-1F，他們留給子輩的財(cái)產(chǎn)（收入）數(shù)量b（I）>F，那么他們的子輩當(dāng)然就會進(jìn)行人力資本投資并在成年期就業(yè)于壟斷部門M。而就業(yè)于競爭部門C的代表性個(gè)人的收入ICt

在第t期收入水平低于χ的代表性個(gè)人或許他的下幾輩會進(jìn)行人力資本投資，但若干輩之后則會選擇不進(jìn)行人力資本投資而直接進(jìn)入競爭部門C就業(yè)，最終其收入將收斂于IC；而收入水平高于χ的代表性個(gè)人的子輩們將都會選擇進(jìn)行人力資本投資，最終其子輩們將一直就業(yè)于壟斷部門M而其收入就將收斂于IM。

從而，在勞動(dòng)力市場存在行業(yè)上競爭-壟斷二元分割扭曲情況，兩個(gè)部門的收入差距將收斂于：

其中μ=F/2wM，由此可以得出，勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲不僅影響當(dāng)期不同部門代表性個(gè)人的收入水平并產(chǎn)生收入差距，而且它將會推動(dòng)著兩個(gè)部門之間的個(gè)人收人差距持續(xù)擴(kuò)大并可能引發(fā)兩極分化問題。

四、實(shí)證分析

本節(jié)將采用2000-2013年全國及22個(gè)省/市/自治區(qū)實(shí)證數(shù)據(jù)中的22個(gè)省/直轄市/自治區(qū)具體包括北京、天津、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、河南、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建一個(gè)含有控制變量的勞動(dòng)力市場扭曲與收入差距的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對二者之間的作用關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1.模型選擇

考慮到收入差距具有較強(qiáng)的慣性，且還受到其他經(jīng)濟(jì)和政治因素的影響，本文將在計(jì)量模型中添加因變量的滯后項(xiàng)和控制項(xiàng)。從而設(shè)定勞動(dòng)力市場扭曲與行業(yè)收入差距的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型為：

2.變量選擇與數(shù)據(jù)說明

本文計(jì)量模型所采用的被解釋變量（行業(yè)收入差距）、解釋變量（勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲）及其他控制變量的符號與相關(guān)含義及說明如表1所示。數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》以及22個(gè)省/直轄市/自治區(qū)的地方統(tǒng)計(jì)年鑒。一些省份分行業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，個(gè)別缺失值通過插值法補(bǔ)齊。

3.實(shí)證結(jié)果及分析

針對動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型容易出現(xiàn)解釋變量內(nèi)生性，從而導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)有偏的問題，本文采用差分GMM估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)兩種方法來對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行參數(shù)GMM估計(jì)前，首先需要對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以避免偽回歸情況。通過Stata12.0軟件采用ADF檢驗(yàn)、LLC檢驗(yàn)和Hadri LM檢驗(yàn)3種方法對實(shí)證檢驗(yàn)所使用的所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有樣本水平數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的。囿于篇幅所限，檢驗(yàn)結(jié)果未予報(bào)告。

（2）實(shí)證結(jié)果分析

由于無法獲得各省份的分行業(yè)受教育年限和教育收益率數(shù)據(jù)，所以在回歸時(shí)只能用全國分行業(yè)數(shù)據(jù)替代，而對全國數(shù)據(jù)做回歸時(shí)發(fā)現(xiàn)行業(yè)受教育差異的估計(jì)結(jié)果均不顯著，因此在后面的回歸中將該控制變量排除在外。另外，考慮到受教育年限和教育收益率數(shù)據(jù)略失精確，因此解釋變量（idlm）分別使用了原始值（未進(jìn)行人力資本控制）和調(diào)整值（進(jìn)行人力資本控制）來做對比估計(jì)，具體結(jié)果見表2。

表2中，模型（1）、（2）、（5）、（6）的解釋變量（idlm）為未進(jìn)行人力資本控制的原始值，而模型（3）、（4）、（7）、（8）的解釋變量（idlm）為進(jìn)行人力資本控制后的調(diào)整值。從表2可以發(fā)現(xiàn)：8個(gè)模型都滿足擾動(dòng)項(xiàng)一階序列自相關(guān)而二階序列未自相關(guān)的假設(shè)，這表明兩步差分GMM和系統(tǒng)GMM估計(jì)量均是一致的；同時(shí)模型（1）～（8）也都通過了Sargan檢驗(yàn)，表明選擇的工具變量也是有效的。因此本文采用GMM估計(jì)是合適的。具體系數(shù)估計(jì)方面，勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲變量（idlm）的回歸系數(shù)符號均為負(fù)，且模型（1）～（8）均在5%顯著性水平下顯著，而模型（4）和（8）更是在1%顯著性水平下顯著。這說明勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)越小，勞動(dòng)力市場的行業(yè)扭曲越嚴(yán)重，則兩部門之間的居民收入差距越大，而且勞動(dòng)力市場扭曲與行業(yè)收入差距之間的這種正向關(guān)系是穩(wěn)健的。再則，對比模型（1）和（3）、（2）和（4）、（5）和（7）、（6）和（8）發(fā)現(xiàn)，它們的估計(jì)系數(shù)不但符號方向一致，數(shù)值大小和顯著性水平也差異很小，這意味著文章結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，前文所提到的受教育年限和教育收益率數(shù)據(jù)略失精確問題并不影響本文結(jié)論的可靠性。從定量上看，勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲（idlm）的回歸系數(shù)處于-0.1811到-0.0129之間，這意味著勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)每提高1%，則行業(yè)收入差距將會降低0.1811%到0.0129%。如果采用標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)是指解釋變量的回歸系數(shù)乘以解釋變量標(biāo)準(zhǔn)差的積與被解釋變量標(biāo)準(zhǔn)差的比值；與非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)相比，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)通常更有說服力。參見Wooldridge J.M.， Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data， The MIT press， 2002.將會更直觀地反映勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲對收入差距影響之大小，簡單轉(zhuǎn)換就可以得出模型（1）～（8）中勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)分別為0.2634、0.3017、0.3583、0.3120、0.1401、0.0215、0.2463、0.0265，其中解釋變量（勞動(dòng)市場行業(yè)扭曲）全體樣本的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.1093和0.1350，而被解釋變量（行業(yè)收入差距）全體樣本的標(biāo)準(zhǔn)差為0.0656。這表明在模型（1）～（8）中，勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲可以分別解釋行業(yè)收入差距的26.34%、30.17%、35.83%、31.20%、14.01%、215%、24.63%、2.65%。

另外，在8個(gè)模型中，行業(yè)收入差距的一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正，這說明行業(yè)收入差距具有非常強(qiáng)的慣性?？刂谱兞恐械男袠I(yè)發(fā)展偏向度（dgidp）和城市化率（ur）在8個(gè)模型中均在1%顯著性水平下顯著，而人均實(shí)際gdp（lnrgdp）除模型（3）外其余均在10%顯著性水平下顯著，經(jīng)濟(jì)開放度（eod）則在8個(gè)模型中均在10%顯著性水平下顯著。同時(shí)，人均實(shí)際gdp（lnrgdp）和經(jīng)濟(jì)開放度（eod）的回歸系數(shù)均為負(fù)，表明人均實(shí)際gdp或經(jīng)濟(jì)開放度越高，行業(yè)收入差距越?。欢袠I(yè)發(fā)展偏向度（dgidp）回歸系數(shù)均為正，說明行業(yè)發(fā)展偏向度越強(qiáng)或城市化水平越高，行業(yè)收入差距將擴(kuò)大。最后，非國有化程度（nosw）和行業(yè)開放度（iodf）在8個(gè)模型中均不顯著，符號方向在各個(gè)模型也不完全一致，由于iodf（2）的回歸結(jié)果與iodf（1）基本一致，但效果沒有iodf（1）好，所以在表2中未再列示。

（3）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在2003年時(shí)，國家統(tǒng)計(jì)部門對行業(yè)劃分作出了變更，2002年以前各類宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)是按15個(gè)大行業(yè)劃分并統(tǒng)計(jì)的，2003以后則歸之于19個(gè)大行業(yè)。相應(yīng)地，各省份也從2004開始使用新的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分行業(yè)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)。這樣2000-2003年與2004-2013年兩個(gè)時(shí)間段的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑存在著不一致情況。詳細(xì)情況參見本文第二部分關(guān)于競爭部門和壟斷部門的具體劃分。因此，本文接下來將只使用2004-2013年期間的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計(jì)，這樣既可以檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，還能具體考察近10年里勞動(dòng)力市場扭曲對行業(yè)收入差距的影響情況（見表3）。

對比表2和表3可發(fā)現(xiàn)，動(dòng)態(tài)面板模型中各個(gè)變量回歸系數(shù)的符號和顯著性情況基本一致?？傮w來看，所得的研究結(jié)論還是穩(wěn)健的。其中，勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲變量（idlm）的回歸系數(shù)符號仍然都為負(fù)，并且在10%顯著性水平下均顯著。這說明勞動(dòng)力市場扭曲程度對行業(yè)收入差距具有正向影響之結(jié)論具有較高的信度。其次，8個(gè)模型中行業(yè)收入差距的一階滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)仍然均顯著為正，但其二階滯后項(xiàng)卻不再顯著，但這并不影響行業(yè)收入差距具有較強(qiáng)慣性的判斷。再則，控制變量中的行業(yè)發(fā)展偏向度（dgidp）不再顯著，人均實(shí)際gdp（lnrgdp）、經(jīng)濟(jì)開放度（eod）和城市化率（ur）的顯著性水平也均有所下降；而非國有化程度（nosw）和行業(yè)開放度（iodf）的顯著性水平卻有了明顯的提高，其中非國有化程度（nosw）在模型（13）、（14）和（16）中顯著，而行業(yè)開放度（iodf）除模型（16）外其余都在10%顯著性水平下顯著，而且其回歸系數(shù)符號均為負(fù)，這表明行業(yè)開放度越高，行業(yè)收入差距越小。最后，模型（9）～（16）都滿足擾動(dòng)項(xiàng)一階序列自相關(guān)而二階序列未自相關(guān)的假設(shè)，這說明兩步差分GMM和系統(tǒng)GMM估計(jì)量均是一致的；另外8個(gè)模型也都通過了Sargan檢驗(yàn)，因此選擇的工具變量也是有效的。

另外，本文還將整個(gè)樣本按東、中、西部劃分，對本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行了進(jìn)一步檢驗(yàn)，結(jié)果并沒有改變本文的結(jié)論。由于篇幅問題，在此不再詳細(xì)列出。

五、結(jié)論及啟示

壟斷部門和競爭部門的收入差距不斷擴(kuò)大是我國收入差距居高不下的一個(gè)重要成因。市場化改革進(jìn)程中，國家在將大部分行業(yè)向市場放開的同時(shí)，仍保留了對鐵路、電力、電信等行業(yè)的行政壟斷，使我國勞動(dòng)力市場在行業(yè)上呈競爭-壟斷“二元”分割扭曲，進(jìn)而引發(fā)了“扭曲產(chǎn)生扭曲”之行業(yè)收入分配嚴(yán)重失衡問題。本文對此進(jìn)行了理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)。首先，本文基于行業(yè)進(jìn)入壁壘強(qiáng)度視角將全國所有行業(yè)劃分為競爭和壟斷兩大部門，利用2000-2013年全國及22個(gè)省份的行業(yè)宏觀數(shù)據(jù)測度出我國勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)，發(fā)現(xiàn)2000年以來我國勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲狀況有了明顯改善，全國勞動(dòng)力市場一體化程度正在逐步提升。接著，在借鑒Restuccia等、Alvarez-Cuadrado等和蓋慶恩等的分析框架的基礎(chǔ)上，通過將勞動(dòng)力市場扭曲引入到一個(gè)封閉的兩部門一般均衡模型，構(gòu)建出一個(gè)勞動(dòng)力市場扭曲與收入分配差距的新分析框架，以此來分析勞動(dòng)力市場扭曲對行業(yè)收入差距的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論短期均衡還是長期均衡情形下，勞動(dòng)力市場扭曲對行業(yè)收入差距均存在正影響，即勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲越嚴(yán)重（對應(yīng)指數(shù)越?。?，則行業(yè)收入差距越大。最后，基于所估測的勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲指數(shù)，通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型運(yùn)用GMM估計(jì)實(shí)證檢驗(yàn)了勞動(dòng)市場扭曲與行業(yè)收入差距之間的關(guān)系，得出我國勞動(dòng)市場扭曲程度與行業(yè)收入差距之間的確存在著顯著且穩(wěn)健的正向關(guān)系。

從本文結(jié)論可以得到如下啟示：首先，勞動(dòng)力市場行業(yè)扭曲對我國居民收入差距擴(kuò)大起到了顯著的推動(dòng)作用，雖然這種扭曲源自于政府行政壟斷，但卻由此造成我國勞動(dòng)力市場上競爭-壟斷行業(yè)“二元”分割，進(jìn)而引起我國行業(yè)收入差距持續(xù)擴(kuò)大與收入分配不公問題。其次，勞動(dòng)力市場的這種競爭-壟斷“二元”分割扭曲不僅將外部優(yōu)秀勞動(dòng)力排斥在壟斷行業(yè)之外進(jìn)而造成生產(chǎn)潛能的浪費(fèi)，更是打擊身處競爭行業(yè)勞動(dòng)者的人力資本投資積極性，這將不利于我國經(jīng)濟(jì)社會可持續(xù)發(fā)展，也背離了社會主義的本質(zhì)。最后，必須進(jìn)一步深化體制改革，特別是深化國有壟斷企業(yè)改革，通過引入戰(zhàn)略投資者、推進(jìn)混合股份制改革、健全公司法人治理結(jié)構(gòu)、完善和規(guī)范用工和薪酬制度，實(shí)現(xiàn)我國市場化水平的逐步提升，這樣才能最終消除我國勞動(dòng)力市場行業(yè)分割扭曲和收入分配失衡問題。另外，還可通過法律和制度方式建立一個(gè)統(tǒng)一的、市場化的用工制度，促進(jìn)行業(yè)間勞動(dòng)力自由流動(dòng)，保障機(jī)會公平，消除各種歧視行為，真正做到同工同酬。

作者單位：西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院

責(zé)任編輯：牛澤東endprint