壟斷對工資不平等的影響

張世偉　劉青飛

摘 要：本文基于2002年和2007年中國居民收入調查數據，利用工資收入方程和反事實分析方法研究行業壟斷勢力對中國城鎮居民工資不平等的影響。結果表明，壟斷行業和非壟斷行業差異對中國城鎮居民工資不平等貢獻約占30%，并且有逐漸擴大的趨勢。壟斷行業對工資不平等的影響過大不利于競爭市場的完善和發育，因此，要調控各類行業工資使之處于合理水平。

關鍵詞：工資不平等；壟斷行業；反事實分析

中圖分類號：F244 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2014）05-0010-05

一、引 言

隨著中國經濟的快速發展，城鎮居民工資不平等有擴大的趨勢，2013年1月18日國家統計局首次公布的2003—2012年的基尼系數顯示，從2003年的0.479到2008年的最高值0.491，再到2012年的0.474，呈現倒U型曲線，并且近十年來中國的基尼系數一直處于0.400的國際警戒線上方，這種現象引起很多學者的關注。近十年來中國產業結構的優化升級和相關勞動力市場制度變化導致了不同行業的工人就業機會和收入差距的進一步擴大。根據2010年國家統計局公布的數據，中國證券業的工資水平比職工平均工資高6倍左右，收入最高和最低行業的差距達11倍。人力資源和社會保障部工資研究所發布的最新數據顯示這一差距擴大到了15倍。如果把證券業歸到金融業一并計算，行業差距也高達6倍。根據人力資源和社會保障部國際勞工保障研究所提供的資料，中國行業工資差距已躍居世界之首。如此巨大的行業工資差距在很大程度上是由于市場準入方面的行政管制所致。經濟科學出版社出版的《中國居民收入分配年度報告（2012）》分析張東生認為行政性壟斷行業的收入有1/3是靠各類特許經營權獲得的[1]。準確地衡量壟斷行業工資差距對中國城鎮居民工資不平等的貢獻，并且提出相應的政策建議來抑制這種不合理的行業工資差距是當前學者研究的主要問題。

以往關于這方面的研究主要集中于壟斷等制度性因素對收入不平等的影響。研究壟斷和非壟斷行業對居民工資不平等影響的文章有很現實的經濟意義：首先，隨著市場化程度的進一步完善和城鎮化建設的推進，個體勞動者的工資收入占總收入的比重越來越大，工人薪酬體制的建立和規范可以獲得更真實的數據導致研究工資分布和工資差距更具有現實意義。其次，我國的收入不平等主要是以一個家庭為單位，家庭成員的異質性也導致各個成員工資分布可能不相同，基于單個勞動者個體的工資不平等能更細致研究中國居民工資分布情況。最后，本文研究壟斷行業差異對工資不平等的影響，不同行業之間差異主要體現在工資性收入的差異。

有關壟斷行業和收入不平等關系的文章近幾年逐漸增多，但是基于壟斷勢力對工資不平等影響文章較少。郝大海和李璐璐[2]研究中國向社會主義市場經濟發展過程中“區域差異改革”和“國家壟斷部門”兩種因素對中國城鎮居民收入不平等的影響。認為不同區域的資源稟賦、經濟增長結構和國家壟斷勢力等因素都可能影響到收入分配模式的變化。，但是由于過多的假設條件不一定完全符合現實經濟情況，并且沒有計算出各個因素對不平等的貢獻程度，因此需要進一步的完善。王弟海[3]以理論和圖形推導的方式研究了壟斷與非壟斷市場和最低工資對收入不平等的影響，認為壟斷市場會加劇工資的不平等，但是最低工資對收入不平等的影響方向是不確定的，取決于均衡狀態下勞動需求彈性的大小、勞動力市場的勢力和行業的壟斷勢力。陳釗等[4]通過收入決定方程的回歸計算分析了各類經濟因素對行業間工資差距的影響，并基于基尼系數的分解計算了包括壟斷性因素等各類變量對不平等的貢獻度，得出了一些有意義的結論。

以前的定量研究都是基于回歸和分解方法來探討壟斷勢力對工資不平等影響，主要用的是Juhn等[5]的分解方法，分解過程中沒有明確提出其他因素對工資不平等影響。本文利用反事實的思想，用非壟斷行業工資回報率來預測壟斷行業工資水平，研究壟斷勢力對工資不平等的影響。

二、數據描述

本文中用的數據是2002年和2007年中國家庭住戶調查數據（CHIPS），價格平減指數參考國家統計局的宏觀調查數據。通過城鎮居民價格指數平減2002年至2007年的工資數據，然后生成了小時工資對數數據作為被解釋變量。本文將樣本限定為有工資收入并且16—60歲的成年男性和16—55歲的成年女性。將解釋變量有缺失的數據刪除之后，最終的樣本數量是19 451個，其中2002年的樣本量為12 344，2007年的樣本數據為7 107。本文利用的主要變量有小時工資對數、性別、地區、教育年限、工作經驗、工作類型和工作單位類型等，其中教育年限是實際接受教育的時間而不是教育水平的虛擬變量，主要是因為本文利用的小時工資對數，在分解過程第一步工資回歸方程中有估計的教育年限的系數有明確的經濟學含義，即教育年限的回歸系數就是所謂的教育回報率。地區變量分成東部、中部和西部地區，在回歸方程中生成相應的虛擬變量并且以東部地區作為對照組。職業種類變量包括負責人員、技術人員、辦事人員、操作人員和其他人員等五類虛擬變量，以負責人員作為對照組。根據城鎮居民的工作單位性質分為政府機關、事業單位、國有企業、集體企業、私營企業和外資企業和其他企業。同地區變量一樣，也生成了相應的虛擬變量，以政府機關作為對照組。本文主要研究工人所處的行業是否存在壟斷勢力而將行業分為壟斷行業和非壟斷行業，其中按照岳希明等[6]的劃分將金融、電力、電信、煙草、石油、石化、運輸和郵電等行業作為壟斷行業，并且根據文中所用數據的特點加入了房地產、銀行保險等行業作為補充，而將剩余的行業歸并為非壟斷行業。

通過比較表1中2002年和2007年中國城鎮居民的工資數據可以發現，勞動個體的對數小時工資和平均教育水平都有了明顯的提升，但是經驗和經驗平方的平均數值略微下降，勞動個體平均經驗數值的減少有可能是因為受教育時間增加導致參加工作時間延后。分析其他虛擬變量可以發現，2002年和2007年這些數值變化都相對平緩，說明樣本的選取比較科學和均勻。

表2中可以明顯看出2002年和2007年廣義熵指數中不同α值所代表的工資不平等指標都有一定程度的變化，根據廣義熵指數定義可知其具有對稱性、樣本可加性、可分解性和比例不變性等特征，并且α越大對于分布頂端的差異敏感性越大，α越小則對于分布底端的差異敏感性越大。通過表2可以看出，當α=2時，2007年的數值大約是2002年的2.4倍，而當α=1和α=0時兩年的變化相對較小，前者增長了32.3%，后者僅僅增長了2%。通過對兩年基尼系數的計算可以發現這兩年的工資不平等上升了17.16%。

進一步分析可以發現，中低工資水平差距指標10-50的變化2002年比2007年的數值小，說明在工資收入分布的中低端水平，工資不平等竟然有下降的趨勢，而表示中高工資收入水平的指標90-50變化趨勢正常，上升了25.75%，三個不同指標及其變化趨勢和廣義熵指數變化趨勢是一致的，從側面證明我們前面分析的正確性，即工資不平等的變化主要是由高收入群體和低收入群體的工資水平所貢獻，這也為本文繼續研究壟斷行業對工資不平等的影響提供了事實依據。

三、模型的設定

本文利用2002年和2007年數據作為研究樣本，每年都按照兩個步驟來做，即先估計勞動參與方程，然后估計工資收入對數方程，樣本數據在現實生活中都有未參加勞動的個體，如果僅基于參與勞動的個體（有工資的個體）的樣本估計工資方程，將可能產生樣本選擇偏差問題，因此應考慮個體參與決策的影響因素，本文利用Heckman兩階段估計方法修正樣本選擇偏差。

四、實證結果分析

按照上述模型和反事實的方法本文對2002年和2007年的壟斷和非壟斷行業分別進行了回歸，其結果如表4所示。比較2002年和2007年的總體回歸系數可以發現2007年的教育回報率和經驗回報率都比2002年的數值大，通過系數變化可以看出性別這一變量對工資差距擴大有正向影響。

這說明了人力資本中教育水平和經驗對工資水平的影響越來越大。女性和婚姻這兩個虛擬變量的系數是負數（2002年婚姻變量沒通過顯著性檢驗，沒有代表性），說明在工資差異中女性和未婚群體將處于不利地位，并且2007年的系數仍然比2002年大（絕對值）。地區虛擬變量中相對于東部地區，中西部地區工資水平較低，變量的系數都符合模型預期，比較這兩年的系數還可以看出2007年比2002系數變大，這說明地區的工資差異對工資不平等也有著正向的貢獻。職業種類中的負責人員和工作單位類型中的政府人員這兩個虛擬變量在回歸方程中作為對照變量，其余對應變量都是負數，這一結果表明負責人員和政府相關人員這兩類群體工資收入處于較高水平。

通過橫向比較可以發現，國有企業的系數都很小，在數據描述中確實也可以看出這類群體處于市場中壟斷地位，有較高的工資收入和福利待遇。

非壟斷行業的教育回報率和經驗回報率都小于壟斷行業相對應的系數，這說明壟斷行業確實有著更高的回報率。性別和婚姻虛擬變量對工資收入的影響和全部樣本回歸的系數方向一樣，這里就不再贅述。經驗變量的系數都是正數，經驗的平方項都是負數，2002年和2007年分別回歸結果可以發現這與人力資本理論相符合。通過比較表4中經驗平方項在2002年和2007年都是壟斷行業小于非壟斷行業，說明經驗平方對壟斷行業工資收入的影響小于對非壟斷行業工資收入的影響，這也從側面說明處于壟斷行業的群體，由于壟斷勢力的存在導致其收入隨經驗平方下降很小的幅度。比較這兩年經驗的系數可以看出，2002年經驗回報率壟斷行業是非壟斷行業的3.81倍，而2007年此系數為1.64倍，這說明兩組群體經驗回報率的差距變小。

表4中最下面兩個變量常數項和逆米爾斯比都通過了顯著性檢驗，說明樣本選擇偏差確實存在，加入逆米爾斯比是完全必要的，橫向比較整個表4可以看出，對于工資收入有正向影響的變量系數大部分都是2007年大于2002年，有負向影響的變量系數方向剛好相反，這正是由于2007年工資不平等程度大于2002年的結果所導致。

通過表5可以清晰地看出表4的回歸結果所預測出來的各項不平等指標的數值，對于單獨回歸方程，由于壟斷群體具有較高的收入水平，較高的各類回報率即回歸系數，而非壟斷行業剛好相反，各自預測的結果就是各類不平等指標是三者之后最大的，反事實預測的結果是本文最主要的部分，因為利用非壟斷行業的系數來預測處于壟斷行業個體的工資收入水平其回報率必然降低，結果也證實其基尼系數和廣義熵指數是最小的，通過計算我們可以發現反事實預測與總體預測的差值是單獨預測和反事實預測差值的27.13%，是單獨預測和總體預測差值的37.23%，通過計算90-10分位點這三種之間的差值也可以得出，總體預測與反事實預測的90-10分位點的差值是單獨預測和反事實預測差值的28.31%，所占單獨預測和總體預測差值的39.47%，從這兩個具有代表性的指標可以看出，區分壟斷和非壟斷行業所帶來的工資不平等的上升是顯而易見的，工資不平等中壟斷勢力所造成的不平等程度大約占28%左右。

利用2007年的回歸預測值來計算工資不平等指標如表6所示，可以得出和表5很類似的結果。從結果中可以看出，2007年的工資不平等程度大于2002年的結果，其中對基尼系數的分析可以看出，反事實預測和總體預測的差值所占單獨預測與反事實預測差值的比例為29.19%，而前者的差值是單獨預測與總體預測差值的41.22%，這個計算結果相比2002年都有所上升，通過對比90-10分位點的變化我們可以看到相類似的比值，例如反事實預測與總體預測的90-10分位點的差值所占單獨預測與總體預測90-10分位點差值的比例為24.47%，而相對應的占單獨預測與總體預測90-10差值的32.40%，這個結果和2002年的數值相比變小了。同時，通過綜合比較可以發現，工資不平等的10-50分位點穩定在0.5000附近，這一點和真實值的情況相同。工資不平等及其變化在本樣本中主要看基尼系數和90-10分位點的數值變化來衡量。

綜合2002年和2007年的數據，可以看出壟斷勢力對工資不平等的影響是確實存在的，通過反事實模型的計算，進而求出具體的數值，筆者發現壟斷行業對總體工資不平等的貢獻大約為28%—30%。

五、結 論

本文應用收入方程，通過反事實的思想和在收入方程中加入逆米爾斯比來研究壟斷行業和非壟斷行業中工資不平等問題，并計算壟斷行業對工資不平等的具體影響。結果發現，壟斷行業由于壟斷勢力存在，確實存在工資不平等，通過對回歸結果的分析和各類不平等指標的計算，筆者發現壟斷勢力大約占工資不平等的30%左右，也可以說工資不平等中壟斷行業和非壟斷行業的分割之一因素所占的貢獻大約為30%。

本文研究和其他研究壟斷勢力的方法有很大不同，以往研究主要集中于基于方程回歸然后分解不平等指標的方法，分解出來不同因素所占的比重，而本文基于反事實的思想可以將壟斷勢力作為一個整體來研究其對工資不平等的影響，壟斷行業作為一個市場經濟形勢尤其存在的必要性，但是壟斷勢力帶來的尋租行為和市場紊亂就不是政府想要的結果，因為把握好壟斷勢力的大小和力度，是政策制定者所面臨的嚴峻問題，政府要加強價格、工資、馮本等方面的監督管理，同時要落實好相關的法律法規，保證參與市場活動的勞動者的合法權益。

參考文獻：

[1] 張東生.中國居民收入分配年度報告（2012）[M].北京：經濟科學出版社，2013.50-51.

[2] 郝大海，李璐璐.區域差異改革中的國家壟斷與收入不平等——基于2003 年全國綜合社會調查資料[J].中國社會科學，2006，（2）：110-124.

[3] 王弟海.壟斷勞動力市場、最低工資限制和不平等[J]. 浙江社會科學，2008，（11）：16-41.

[4] 陳釗，萬廣華，陸銘.行業間不平等： 日益重要的城鎮收入差距成因——基于回歸方程的分解[J].中國社會科學，2010，（3）：65-76.

[5] Juhn，C.，Murphy，K.M.，Pierce，B.Wage Inequality and the Rise in Returns to Skill[J].Journal of Political Economy，1993，101（3）： 410-442.

[6] 岳希明，李實，史泰麗.壟斷行業高收入問題探討[J].中國社會科學，2010，（3）：7-93.

（責任編輯：劉 艷）

綜合2002年和2007年的數據，可以看出壟斷勢力對工資不平等的影響是確實存在的，通過反事實模型的計算，進而求出具體的數值，筆者發現壟斷行業對總體工資不平等的貢獻大約為28%—30%。

五、結 論

本文應用收入方程，通過反事實的思想和在收入方程中加入逆米爾斯比來研究壟斷行業和非壟斷行業中工資不平等問題，并計算壟斷行業對工資不平等的具體影響。結果發現，壟斷行業由于壟斷勢力存在，確實存在工資不平等，通過對回歸結果的分析和各類不平等指標的計算，筆者發現壟斷勢力大約占工資不平等的30%左右，也可以說工資不平等中壟斷行業和非壟斷行業的分割之一因素所占的貢獻大約為30%。

本文研究和其他研究壟斷勢力的方法有很大不同，以往研究主要集中于基于方程回歸然后分解不平等指標的方法，分解出來不同因素所占的比重，而本文基于反事實的思想可以將壟斷勢力作為一個整體來研究其對工資不平等的影響，壟斷行業作為一個市場經濟形勢尤其存在的必要性，但是壟斷勢力帶來的尋租行為和市場紊亂就不是政府想要的結果，因為把握好壟斷勢力的大小和力度，是政策制定者所面臨的嚴峻問題，政府要加強價格、工資、馮本等方面的監督管理，同時要落實好相關的法律法規，保證參與市場活動的勞動者的合法權益。

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[5] Juhn，C.，Murphy，K.M.，Pierce，B.Wage Inequality and the Rise in Returns to Skill[J].Journal of Political Economy，1993，101（3）： 410-442.

[6] 岳希明，李實，史泰麗.壟斷行業高收入問題探討[J].中國社會科學，2010，（3）：7-93.

（責任編輯：劉 艷）

綜合2002年和2007年的數據，可以看出壟斷勢力對工資不平等的影響是確實存在的，通過反事實模型的計算，進而求出具體的數值，筆者發現壟斷行業對總體工資不平等的貢獻大約為28%—30%。

五、結 論

本文應用收入方程，通過反事實的思想和在收入方程中加入逆米爾斯比來研究壟斷行業和非壟斷行業中工資不平等問題，并計算壟斷行業對工資不平等的具體影響。結果發現，壟斷行業由于壟斷勢力存在，確實存在工資不平等，通過對回歸結果的分析和各類不平等指標的計算，筆者發現壟斷勢力大約占工資不平等的30%左右，也可以說工資不平等中壟斷行業和非壟斷行業的分割之一因素所占的貢獻大約為30%。

本文研究和其他研究壟斷勢力的方法有很大不同，以往研究主要集中于基于方程回歸然后分解不平等指標的方法，分解出來不同因素所占的比重，而本文基于反事實的思想可以將壟斷勢力作為一個整體來研究其對工資不平等的影響，壟斷行業作為一個市場經濟形勢尤其存在的必要性，但是壟斷勢力帶來的尋租行為和市場紊亂就不是政府想要的結果，因為把握好壟斷勢力的大小和力度，是政策制定者所面臨的嚴峻問題，政府要加強價格、工資、馮本等方面的監督管理，同時要落實好相關的法律法規，保證參與市場活動的勞動者的合法權益。

參考文獻：

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[6] 岳希明，李實，史泰麗.壟斷行業高收入問題探討[J].中國社會科學，2010，（3）：7-93.

（責任編輯：劉 艷）