我國勞動收入比重偏低的成因分析——基于勞動力市場的視角

蘇永照

（南通大學商學院，江蘇 南通 226019）

一、引言

從20世紀90年代開始，我國勞動收入在初次分配中的比重一直呈下降趨勢，從1990年的53.42%下降至2010年的45.01%。勞動收入在初次分配中的比重偏低對收入分配公平、消費投資平衡和經濟增長質量的影響很大。初次分配中要素報酬的比重雖然會經過二次分配的調節，但是這種調節只是某種程度上的微調，無法從根本上改善不同要素所有者的收入公平問題，更無法改變我國勞動收入比重偏低的基本格局。勞動收入比重偏低會導致資本所有者獲得更多的收益，這些收益最終會大部分流向投資領域，增加國民經濟中投資的份額，減少消費的份額，使消費投資比例失衡。消費投資比例失衡又會使經濟發展更多的依賴投資推動而不是更為健康、可持續的消費拉動，不利于我國經濟結構的轉型升級。在世界經濟不景氣，中國經濟又面臨著發展模式變革的大環境下，勞動收入在初次分配中比重偏低的問題就顯得特別突出，成為社會各界關注的熱點。黨的十八大報告中明確提出現階段要提高勞動報酬的問題，并特別提出要提高在初次分配中勞動報酬所占的份額，提高國民收入分配中居民收入所占的比重。因此，基于勞動力市場的視角，研究我國勞動收入比重變動的趨勢，剖析勞動收入比重偏低背后的市場和體制推動力量，從而提高勞動收入在初次分配中比重，實現國民經濟的可持續發展提供可行的理論支撐，具有非常重要的理論意義和現實意義。

二、現有研究文獻

對國內現有文獻進行梳理發現，學者們主要從產品市場壟斷程度、要素市場間流動、體制、產業結構等視角對勞動收入比重變動的趨勢進行研究。

首先，產品市場壟斷程度的變化。白重恩等(2008)認為，我國勞動收入比重偏低的主要原因在于近年來我國產品市場壟斷程度的加劇侵占了勞動者應得的份額。經測算，產品市場壟斷加劇對工業部門勞動收入占比變動的貢獻度達到30%[1]。

其次，要素市場間流動的變化。龔剛和楊光(2010)認為，我國二元經濟結構下勞動力的無限供給是勞動收入比重偏低的主要原因[2]。李稻葵等(2009)研究發現，我國勞動收入占比偏低的主要原因在于要素市場中勞動力和資本的市場流動速度不一致。勞動力部門之間轉移的阻力較大，收益較低。但是隨著勞動力轉移過程逐漸結束，勞動收入比重會逐漸上升，勞動收入比重變動呈U型規律。目前我國勞動收入比重偏低是經濟發展的暫時現象[3]。

再次，體制的變化。羅長遠和張軍(2009)認為，我國各地區為促進經濟發展競相招商，忽視勞動者的利益訴求，是我國勞動收入比重偏低的原因[4]。白重恩等(2008)研究發現我國國有企業改制過程中，勞動者的利益沒有得到充分的保護，導致勞動收入比重偏低。

最后，產業結構的變動。羅長遠和張軍(2009)認為，受產業結構變動的影響，勞動收入比重的變動呈先下降后上升的態勢。目前我國正處于勞動收入比重變動的下降階段[4]。石濤和張磊(2012)研究發現，我國產業結構的變化使勞動邊際產出效率降低，較低的勞動邊際產出效率導致勞動收入比重偏低[5]。

學者們已經從不同的視角分析了我國勞動收入比重偏低的成因，是文章研究的重要基礎。但還有進一步發展之處，首先，學者們一般認為隨著經濟的發展，勞動收入比重會先下降后上升，呈U型趨勢。現階段我國勞動收入比重偏低的主要原因是目前我國處于U型趨勢的下降階段，隨著經濟的發展，勞動收入比重偏低的現象會逐漸改善。但是，勞動收入比重U型變化趨勢得有一個重要前提：要素在市場上的流動是自由的，無人為限制的。目前，我國的要素市場尤其是勞動力市場發育還不夠成熟，制約了勞動力要素的流動，市場分割現象比較明顯。如果勞動力要素的市場自由轉移受到限制，那么勞動收入比重U型變化趨勢就很難實現，設想勞動力收入比重偏低現象會自動改善也就很不現實。其次，勞動力要素市場之外的因素對勞動收入比重產生影響一定要通過要素市場這個中間介質，學者們缺乏對其傳導機制的深入分析。

勞動收入就是勞動力的要素價格，它是由要素的市場價格機制形成的。勞動力市場的狀況會直接影響到勞動收入比重。由于二元經濟轉型，我國有數量龐大的農業剩余勞動力將要到第二、三產業就業。整體上供大于求是我國勞動力市場在未來很長一段時間內的狀態。另外，我國勞動力市場的發育還不夠成熟，農業剩余勞動力的產業間轉移受到各種人為地制約，農民工可以進城卻難以融入城市，勞動力市場城鄉分割問題較為突出。外部勞動者進入行政壟斷行業困難重重，勞動力市場上的行政壟斷行業分割也較為明顯。因此，文章從勞動力市場的視角，對勞動力要素的數量特征和體制特征進行深入分析，研究我國勞動收入比重變動趨勢，可以形成對現有研究的有益補充。

三、我國勞動收入比重偏低成因的理論分析

1.二元經濟結構轉型對勞動收入比重的影響機制研究

我國二元經濟特征較為明顯，數量龐大的農業剩余勞動力需要流向城市勞動力市場。二元經濟結構轉型導致的勞動力產業間流動會如何影響勞動收入比重呢？借鑒劉易斯的二元經濟理論，我們對我國城鄉勞動力轉移進程做一個簡單的分析。在勞動力產業間轉移的初期，農業隱性失業問題較為嚴重，農業邊際勞動生產率很低，甚至為負。農業勞動力產業間的流動，幾乎不會影響農業的總產出。這一時期是工業的快速發展期，工業的邊際生產率較高，勞動力的城鄉轉移導致工業總產出的快速增長，勞動者收入的增加和農業總產出的減少要遠遠慢于工業總產出的增加，因此，勞動收入的增長速度要低于社會總產出的增長速度，勞動收入比重逐漸下降。在勞動力轉移中期，隨著農業剩余勞動力進入城市勞動力市場，農業就業數量快速下降，邊際勞動生產率開始上升，勞動力轉移帶來的農業總產出的下降速度加快，以農業收入為保留工資的轉移勞動者的收入也開始快速增長；隨著城市勞動力市場就業者急劇增加，工業的邊際生產率開始下降，工業總產出的增速開始放緩。這一階段，勞動收入的快速增長和社會總產出的緩慢增長同時出現，勞動收入比重在兩者的變化速度相同時到達谷底。在勞動力轉移的后期，隨著勞動力城鄉轉移，工業邊際勞動生產率繼續下降，工業總產出增長速度繼續放緩，同時，農業邊際勞動生產率繼續上升，轉移勞動者的收入繼續增長，社會總產出的增長速度低于勞動收入的增長速度，勞動收入比重呈上升態勢。總之，二元經濟轉型導致勞動收入比重的變化趨勢先下降再上升，呈U型規律。這一結果也得到了一些學者的實證檢驗。

由上文推理可知，如果我們處在勞動力轉移的初期和中期，那么二元經濟轉型將會導致勞動收入比重下降；如果我們處在勞動力轉移的后期，那么二元經濟轉型將會導致勞動收入比重上升。如何判斷我們目前所處的階段？二元經濟轉型對勞動收入比重的影響，主要是通過勞動力產業間的流動改變產業勞動邊際產出來實現的。勞動邊際產出的變化會影響到勞動收入和社會總產出，進而影響到勞動收入比重的變化。因此，我們可以通過分析農業和工業邊際產出的變化來判斷目前所處的階段。

首先，分析我國農業勞動邊際產出的變化。高鐵梅(2011)的研究估算了我國的農業邊際產出[6]，但忽略了農業主要生產資料的消耗情況，估算結果偏高。蘇永照(2014)對此進行改進，估算了我國1994-2011年農業勞動邊際產出[7]。由表1可以看出，1994-2011年我國農業勞動邊際產出呈現出增長態勢，但是均為負值。表明這一時期，農業邊際勞動生產率很低，農業剩余勞動力從農業向工業的轉移對農業總產出的影響很小。因此，從農業邊際勞動生產的變化初步判斷，目前處在勞動力轉移的初期。

其次，分析我國工業勞動邊際產出的變化。曲玥(2010)研究了我國工業勞動邊際產出的的變化，但是估算時間區間太窄[8]。蘇永照(2014)對此做了進一步拓展，增加了估算的時間區間和估算的準確度[7]。由表2可以看出，1994-2011年我國工業勞動邊際產出雖然有波折，但是總體一直呈上升趨勢。說明這一時期，工業的邊際生產率較高，農業剩余勞動力從農業向工業的流動，會導致工業總產出的快速增長。因此，從工業勞動邊際產出的變化也可以判斷，目前處在勞動力轉移的初期。

由上述分析可知，從二元經濟轉型的角度看，我國勞動收入比重偏低主要由于處在勞動力產業間轉移初期。這一時期工業的邊際產出要遠遠高于農業，二元經濟轉型引致的勞動力轉移導致工業總產出的快速增長，工業總產出的增加速度快于農業總產出和勞動者收入的增加速度，整體勞動所得的緩慢增長和社會總產出的快速增長共同作用，導致了勞動收入比重偏低。

勞動收入比重的U型變化過程存在一個前提：我國要素市場發育是完善的，勞動力可以自由流動。在存在勞動力市場城鄉分割和行政壟斷行業分割的條件下，勞動力流動的摩擦力增加，會延長勞動收入比重下降階段的時間，如果摩擦力足夠大，甚至會使勞動收入比重下降階段的時間無限延長。因此，研究我國勞動收入比重偏低的成因除了分析二元經濟轉型的階段特征以外，還應該考慮我國要素市場發育不完善的問題。

表1 1994-2011年中國農業勞動邊際產出

表2 1994-2011年中國工業勞動邊際產出

2.勞動力市場城鄉分割對勞動收入比重的影響機制研究

我國勞動力市場城鄉分割增加了勞動力產業間流動的阻力。這種阻力主要體現為以下方面：

首先，身份約束。雖然傳統的戶籍制度已經改革，不同戶籍的關聯收益也越來越小，但是，農業剩余勞動力在城市勞動力市場上與城市戶籍勞動者做同樣的工作，卻很難得到同樣的社會保障待遇。國家統計局關于農民工的專項監測報告顯示，2012年雇主或單位為在城市勞動力市場上就業的農業剩余勞動力繳納社保的比例非常低。另外，現在各地的戶籍制度變革從某種程度上為農村剩余勞動力身份的轉變提供了便利，但是卻沒有根除戶籍制度的影響，準確的說，各地的戶籍變革應該是增加了農業剩余勞動力在城市的身份收益，他們要想真正融入城市還有很長一段路要走。

其次，就業歧視。農業剩余勞動力在城市勞動力市場上的就業受到各種制約，他們的工作不但條件差，穩定性也不強。全國農民工監測調查報告數據顯示，2012年，在城市就業的農業剩余勞動力中，36.0%的勞動力從事制造業，17.7%的勞動力從事建筑業。截止2012年，農民工從事現職的平均時間為2.7年。

最后，子女教育。從上世紀90年代開始，農民工從農業流向第二、三產業的形式發生了變化，越來越多的農民工以家庭為單位進行流動。勞動者家庭的整體流動就意味著勞動者子女教育問題成為不可回避的關鍵問題，進城農民工希望自己的子女在教育上享有和城市戶籍勞動者子女同等的待遇。但是，農業剩余勞動力的子女在城市受教育的權益受到很多體制的限制。

勞動力市場的城鄉分割增加了勞動力產業間轉移的阻力，減緩了勞動力流動的速度，更多的勞動力留在了農業，農業的隱性失業人口數量要大于勞動力自由流動狀態。蓋美(2010)研究了農業隱性失業人口數量的估算方法[9]。蘇永照(2013)在此基礎上，采用準確度和穩定性更優秀的固定時期測算法分析我國的隱性失業人口數量[10]。

表3 我國農業隱性失業人口數量 （單位：萬人）

由表3可知，1994以來，我國農業的隱性失業人口數量雖然有所下降，但是絕對數量還很龐大，表明在這一時期，我國勞動力產業間轉移的速度很低。我們可以把我國農業的隱性失業人口轉移速度和日本工業化過程中農業隱性失業人口產業間轉移速度進行對比。在1955年至1975年，日本完成了農業隱性失業人口的產業間轉移，所占人口比重與我國大致相當。日本農業隱性失業人口從農業轉移出去后，14天內就可以到轉移地所在政府登記，成為真正的當地人，子女享受和當地戶籍子女同等的教育。而我國勞動力市場城鄉分割人為制造了“農民工”這個特殊的群體，農業隱性失業人口在產業間“候鳥式”轉移，卻無法真正融入轉移地，減緩了勞動力產業間流動的速度。

從理論上講，勞動力市場城鄉分割制約勞動者的產業間轉移，產生大量的農業隱性失業人口，數量龐大的農業隱性失業人口使農業的勞動力要素供大于求，短期內，在農業資本一定的情況下，農業勞動力的邊際產出水平必然會被壓低。事實是否如此呢？由表1可知，受二元經濟轉型的影響，我國農業勞動邊際產出從1994年以來開始快速增長，但是水平一直都很低。這說明有大量農業隱性失業人口滯留在農業，勞動力市場城鄉分割確實壓低了我國的農業邊際產出。

農業剩余勞動力在城市勞動力市場上就業的保留工資就是其從事農業的邊際產出。我國農業勞動力的邊際產出被壓低會導致農業剩余勞動力在城市勞動力市場上接受較低的收入水平。

由表4可知，2004年以前，農村居民家庭工資性收入較少且增長緩慢，2004年以后，農村居民家庭工資性收入增長迅速。但是這很難說明農業剩余勞動力的工資性收入增長很快。因為，農村勞動者的消費模式與城市勞動者不同，生活必需品的支出在總收入中的占比較大。2004年以后我國城市的生活必需品價格漲幅較大，尤其是房租、食品等。在我們把農村居民家庭工資性收入扣除這些支出之后，剩余部分的增長速度是很低的。另外，雖然農業剩余勞動力在城市勞動力市場上得到的待遇遠低于城市戶籍的勞動者，可是，二者具有很大的相關性，農業剩余勞動力的收入水平會影響城市勞動者。因此，可以得出一個結論：農業剩余勞動力在城市勞動力市場上的低工資導致我國勞動收入比重偏低。

綜上所述，勞動力市場城鄉分割增加了勞動力產業間轉移的阻力，減緩了勞動力流動的速度，使更多的農業隱性失業人口滯留在農業，導致農業的勞動邊際產出水平很低，而較低的農業勞動邊際產出又導致農業剩余勞動力在城市勞動力市場上愿意接受較低的收入。另外，城市戶籍勞動者的收入水平與農業剩余勞動力的收入水平具有相關性，勞動力市場城鄉分割導致城市戶籍勞動者的收入水平也被壓低。因此，勞動力市場城鄉分割可以在一定程度上解釋我國勞動收入水平偏低的原因。

表4 農村居民家庭工資性收入（單位：元）

3.勞動力市場行政壟斷行業分割對勞動收入比重的影響機制研究

首先對基礎概念進行界定。勞動力市場行政壟斷行業分割是指政府為了某種需要，通過行政的方式對特定行業進行保護，使其部分或者全部免于市場競爭，行業內的企業利用這種特權獲得超額利潤，而超額利潤使企業有能力和動機實施獨特的人事政策，限制外部勞動者的進入，從而使行政壟斷行業形成一個獨特的封閉的內部勞動力市場。這個獨特的勞動力市場內部和外部勞動者的待遇差別很大，尤其體現在就業、收入、社保等方面[11]。

其次勞動力市場行政壟斷行業分割導致勞動力在競爭行業和壟斷行業之間流動的阻力增加，減緩了勞動力行業間流動的速度。主要表現為以下兩方面：第一，限制外來勞動力流入行政壟斷行業勞動力市場。國家統計局關于農民的專項調查報告顯示，2012年農民工在城市勞動力市場上的就業領域主要局限于典型的競爭性行業。如果不存在勞動力市場行政壟斷行業分割，農民工的就業應大致平均分布于大部分行業，而不是僅僅分布于少數競爭性行業。即使考慮到農民工人力資本整體偏低的實際情況，就業的聚集分布也充分說明了行政壟斷行業勞動力市場的封閉性。第二，招聘門檻抬高，以此限制本地勞動者進入。在行政壟斷行業，除去一小部分相當優秀的求職者能通過正規的招聘方式進入行政壟斷行業之外，相當大一部分的求職者是無法通過正規的招聘方式進入的。通過打通關系或支付入門費進入成為常態而非個案。根據南方日報的相關報道，廣東省某高校大約占三分之一的學生是通過找關系來獲取工作的，而獲取的這些工作大部分屬于交通、能源等行政壟斷行業[12]。

總之，由于行政壟斷行業分割的存在，使勞動者行業間的轉移變得困難，減緩了勞動力行業間流動的速度，外部勞動力進入行政壟斷行業的難度越來越大，行政壟斷行業勞動力市場總體吸納就業的能力會被削弱。分析研究近些年我國行政壟斷行業在就業方面的績效表現。由于行政壟斷企業一般是以行政權力為依托，主要存在于國有企業，尤其是大型的國有企業中，因此，文章通過分析國有企業總體的就業表現來分析行政壟斷行業的情況。

由表5可知，由于分割因素的存在，我國行政壟斷行業就業人數基本保持恒定的狀態，在勞動力逐年增加的情況下，行政壟斷行業吸納就業的能力顯得越來越弱，與其在經濟方面的表現和政府的支持力度極不匹配。這說明，在行政壟斷行業，存在一個封閉的內部勞動力市場，它自成一體，排斥外來者進入。

勞動力市場行政壟斷行業分割對收入的影響主要表現為人為的拉大了行業間收入差距。行政壟斷企業可以獲得超額利潤，這部分利潤是國家權力的產物，但是并不完全上繳國家，其中相當一部分留在了企業，轉化為職工的各種待遇，人為地拉大了與競爭行業企業職工的收入差距。如果不存在勞動力市場行政壟斷行業分割，這種收入差距會隨著勞動力行業間的自由流動而逐漸縮小。但是勞動力行業間的自由流動受制于勞動力市場行政壟斷行業分割，意味著這種不正常的行業間的收入差距將長期存在。事實是否真的如此？蘇永照(2013)分析了我國行政壟斷行業和其他非行政壟斷行業的人均收入情況。研究中把規模以上企業中的國有企業作為行政壟斷企業，把其他類型企業作為非行政壟斷企業。

表5 國有單位就業人數 （單位：萬人）

由表6可知，2001年至2011年，行政壟斷企業人均收入與私營企業人均收入的比值和行政壟斷企業人均收入與非行政壟斷企業人均收入的比值不斷增加，表明勞動者收入的行業間差距不但沒有隨著勞動力行業間轉移縮小，反而不斷擴大了。勞動力市場行政壟斷行業分割人為地拉大了行業間收入差距。

由上述分析可知，勞動力市場行政壟斷行業分割使勞動力行業間的轉移阻力大大增加，減緩了勞動力行業間流動的速度，使我國行政壟斷行業就業人數基本保持恒定，吸納就業的能力顯得越來越弱，另外，市場分割還人為地拉大了與競爭行業企業職工的收入差距。如果假設其他相關變量恒定，簡單推理可知，市場分割程度與勞動者收入份額負相關。

4.我國勞動收入比重偏低的成因分析

綜上所述，我國二元經濟轉型、勞動力市場城鄉分割及行政壟斷行業分割協同作用，共同導致了我國勞動收入比重偏低的態勢。

首先，在二元經濟轉型過程當中，由于勞動力從農業部門向工業部門轉移，勞動收入比重先降后升，呈現正U型變化。目前我國正處在勞動力轉移的初期，U型規律的下降階段。農業邊際產出為負，工業邊際產出為正且快速增長，二元經濟轉型引致的勞動力轉移導致社會總產出的增長速度快于勞動收入的增長速度，勞動收入比重呈下降態勢。

表6 不同類型企業人均收入比較

其次，我國勞動力市場城鄉分割延長了勞動收入比重下降階段的時間：一方面，由于勞動力市場城鄉分割的存在，大大增加了農業剩余勞動力產業間轉移的阻力，減緩了勞動力流動的速度。更多的農業隱性失業人口滯留在農業，農業實際從業人員大大超過農業真正需要的人口數量，導致其較低的邊際產出水平。另一方面，農業較低的邊際產出會導致農民工愿意接受很低的收入水平，并制約城市戶籍勞動者的收入水平，降低了勞動力收入增長速度。

最后，我國勞動力市場行政壟斷行業分割致使U型曲線下降階段的時間增加：市場分割使勞動者流向行政壟斷企業變得非常困難，行政壟斷行業形成相對獨立的內部勞動力市場。在內部勞動力市場吸納外部勞動者的能力不斷下降的情況下，行業間收入差距被人為地拉大，其實壓低了整體勞動者的收入增長速度。另外，由于市場分割的存在，行政壟斷企業會有更大比例的超額利潤轉變為資本，增加了行政壟斷行業的總資本。當工業部門總資本增加時，將需要更多的勞動力從農業部門向工業部門轉移，在此過程中，勞動收入比重所達到的U型最低點也會更低,勞動收入比重下降也更明顯。

四、我國勞動收入比重偏低成因的實證分析

1.被解釋變量

文章采用的基礎數據為中國勞動統計年鑒和中國統計年鑒中2000-2011年全國各省、直轄市的面板數據。用統計數據中勞動報酬除以收入法G D P來估算勞動收入比重。另外，借鑒周明海等(2010)的方法調整了2004年以后的勞動報酬數據，以消除2004年我國對勞動者報酬統計口徑調整的影響。

2.解釋變量

由于二元經濟轉型就是農業隱性失業人口向其他非農產業轉移的過程。因此，我們可以用農業隱性失業人口占鄉村就業人數的比例來代表二元經濟轉型的程度。農業隱性失業人口占鄉村就業人數的比例越小說明二元經濟轉型程度越高。鄉村就業人數來源于各期中國統計年鑒，農業隱性失業人口是借鑒蓋美(2010)的研究，采用固定時期測算法估算得出[9]。

由于勞動者整體受教育程度較低是城市二級勞動力市場的顯著特征。因此，我們用現有就業人員中低技能勞動者的比例來代表我國勞動力市場城鄉分割的程度，低技能勞動者的比例越大說明城鄉分割程度越高。數據來源于各期勞動統計年鑒和中國統計年鑒。

勞動力市場行政壟斷行業分割的程度與行政力量對行業的控制程度密切相關，因此，我國勞動力市場行政壟斷行業分割的程度可以用一個行業中國有及國有控股企業的力量來表示。一個行業中，國有及國有控股企業的力量越強表明勞動力市場行政壟斷行業分割程度越高，國有及國有控股企業的力量用國有及國有控股投資額占行業總投資額的比例來表示。數據來源于各期勞動統計年鑒和中國統計年鑒。

3.實證檢驗與結果分析

根據勞動收入比重偏低成因的理論分析，以LS代表我國勞動收入比重，ET代表二元經濟轉型程度，MS代表我國勞動力市場城鄉分割的程度，AS代表我國勞動力市場行政壟斷行業分割的程度，我們可以用如下計量模型來分析我國勞動收入比重偏低的成因：

其中，i代表地區，t代表年份，εit為隨機誤差項。

利用2000-2011年的面板數據，用E views軟件對方程(1)進行估計。對于方程(1)有多種估計方法，為提高準確性，文章選用固定效應(Fixed Effect)和隨機效應(Random Effect)模型分別進行估計，估計結果如表7所示。

從表7可以看到，兩個模型的R2和調整R2都很高，F統計量整體顯著性也很高，說明二元經濟轉型、勞動力市場城鄉分割和行政壟斷行業分割可以解釋我國勞動收入比重的變化。由于固定效應和隨機效應模型的結果有所不同，下面我們分析哪一種分析方法更合適。在固定效應模型中，ET通過了5%顯著性水平，AS通過了10%顯著性水平，但是，其他系數沒有通過10%顯著性水平。在隨機效應模型中，所有系數都通過了1%顯著性水平。另外，隨機效應模型的R2和調整R2也比固定效應模型高。從顯著性水平等方面分析，隨機效應模型的回歸效果比固定效應模型要優良，因此，我們選擇隨機效應模型的結果進行研究。

從估計結果看，二元經濟轉型程度對勞動者收入份額的作用為負，二元經濟轉型程度每增加一個單位，勞動者收入份額會下降0.7個單位。勞動力市場分割因素對對勞動者收入份額的作用也為負，勞動力市場城鄉分割程度每增加一個單位，勞動收入比重會下降0.3個單位；勞動力市場行政壟斷行業分割程度每增加一個單位，勞動收入比重將下降0.4個單位。實證分析與文章的理論分析結果是一致的。

五、結論和政策建議

文章基于勞動力市場的視角對我國勞動收入比重偏低的成因進行了理論和實證研究，研究結果表明，我國勞動收入比重偏低是我國二元經濟轉型特定發展階段和勞動力市場分割的制約力量協同作用的結果。在二元經濟轉型過程中，勞動收入比重呈U型變化。我國勞動收入比重偏低的原因在于，勞動力市場分割延緩了二元經濟轉型進程，增加了勞動收入比重在下降階段的停留時間。穩定我國勞動收入比重的關鍵是削弱勞動力市場分割的制約力量，加快二元經濟轉型。

首先，改革戶籍制度及其關聯制度。要盡快實施城鄉無差別的戶籍制度，消除戶籍制度對勞動者就業的影響，建立城鄉統一的勞動力市場。與此相應的是完善當前的社會保障制度。在當前逐步縮小城鄉勞動者社會保障待遇差別的基礎上，進一步研究適合中國國情的城鄉無差別的社會保障制度，為勞動者城鄉間自由流動提供支撐。

其次，擴大非行政壟斷企業經營范圍打破行政壟斷。對各種行政法規進行重新審定，消除對行政壟斷企業的特殊保護，為企業經營提供一個公平合理的外部環境。進一步擴大行政壟斷企業經營范圍，完善民間資本進入基礎設施產業等領域的制度規范，為非行政壟斷企業提供一個合理的經營運營環境。進一步增加對非行政壟斷企業的金融支持，實行無差別的融資政策，為非行政壟斷企業擴大經營范圍提供一個可靠的支撐體系。

最后，加快二元經濟轉型。政府可以制定合理的產業政策，鼓勵勞動密集型產業及特色農業的發展，為農村勞動者提供寬松的就業環境。同時政府還可依據地區產業發展規劃為農村勞動者提供針對性培訓，在發展經濟的同時，有效提高農村勞動者人力資本及勞動生產率，加快二元經濟結構轉型。

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