勞動力市場扭曲與收入差距研究

馮濤　羅小偉　劉浩

內(nèi)容提要 市場化改革進程中，國家在將大部分行業(yè)向市場放開的同時，仍保留了對鐵路、電力、電信等行業(yè)的行政壟斷，使我國勞動力市場在行業(yè)上呈競爭-壟斷“二元”分割扭曲，進而引發(fā)了“扭曲產(chǎn)生扭曲”之行業(yè)收入分配嚴(yán)重失衡問題。本文對此進行了理論分析與實證檢驗。本文以行業(yè)進入壁壘強度為標(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個省份的行業(yè)數(shù)據(jù)估測出我國勞動力市場行業(yè)扭曲指數(shù)的基礎(chǔ)上，進一步構(gòu)造包含勞動力市場扭曲的封閉的兩部門模型來分析勞動力市場扭曲對行業(yè)收入差距的作用機理，最后構(gòu)建動態(tài)面板模型實證檢驗了二者之間的作用關(guān)系。研究結(jié)果表明：在我國，勞動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，即勞動力市場行業(yè)扭曲越嚴(yán)重（對應(yīng)的勞動力市場扭曲指數(shù)越?。?，行業(yè)收入差距越大。

關(guān)鍵詞 勞動力市場扭曲 收入差距 行業(yè)進入壁壘

〔中圖分類號〕F241.2；F047.1 〔文獻標(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)重失衡已是一個不爭的事實。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)擴大的重要推動因素。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大趨勢。③羅楚亮和李實也通過研究發(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我國行業(yè)收入差距不斷擴大？其背后的作用機理又是什么？

張少杰等認(rèn)為，我國勞動力市場的行業(yè)分割，使得勞動力的行業(yè)間流動受到限制，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》（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)濟學(xué)動態(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)收入差距日趨擴大。葉林祥、李實、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)濟普查企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究》，《管理世界》2011年第4期?；輰幒凸缇陮嵶C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%?；輰帯⒐缇辏骸缎袠I(yè)壟斷與行業(yè)收入差距研究》，《山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》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)中個人特征（如教育、年齡等）的收入回報率而結(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)實證發(fā)現(xiàn)，在我國個人收入水平與其“身份”具有較強的相關(guān)性，其中行業(yè)上具有“壟斷”和“國有”身份的勞動力分別比“非壟斷”和“非國有”身份的勞動力獲得的收入更高，且兩類勞動力之間確實存在著顯著的收入差距。馮濤、羅小偉：《勞動力市場扭曲與收入差距研究——基于“身份”型社會視角》，《經(jīng)濟管理》2015年第4期?？墒?，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)擴大的深層本質(zhì)。實質(zhì)上，造成我國行業(yè)收入差距不斷擴大的根本原因是：漸進式改革使得我國政府在推行市場化改革的同時，對部分行業(yè)仍保持行政壟斷進而維持其各種特權(quán)，使得我國勞動力市場在行業(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力向壟斷部門自由流動，扭曲了勞動力競價機制，導(dǎo)致競爭部門的勞動力報酬過低而壟斷部門勞動力報酬過高，進而造成行業(yè)收入分配嚴(yán)重失衡。

二、我國勞動力市場行業(yè)扭曲測度

遵照新古典經(jīng)濟學(xué)假設(shè)，勞動力市場是完全競爭（不存在任何摩擦）的，勞動力等要素能在兩個部門之間自由流動，那么兩部門的勞動力報酬將趨于均等化，即wa=wb（其中w為工資率，a、b表示2個不同的部門），從而兩部門的收入水平也將趨于均等?？墒?，當(dāng)勞動力市場存在扭曲時（如制度障礙、市場分割等），勞動力就無法在兩部門間自由流動，這必將引發(fā)出生產(chǎn)要素錯配問題，進而會影響某個部門的生產(chǎn)效率，那么兩個部門之間的勞動力報酬就會存在著顯著差異。于是，本文以行業(yè)進入壁壘強度為標(biāo)準(zhǔn)（具體根據(jù)各行業(yè)的非公有制經(jīng)濟占比與外商實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年時國家統(tǒng)計部門對我國行業(yè)劃分進行了變更，為盡可能地保證統(tǒng)計口徑的統(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)，交通運輸、倉儲和郵電通信業(yè)，金融保險業(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)，國家機關(guān)、政黨機關(guān)和社會團體；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)定勞動力市場處于扭曲情形下，市場實現(xiàn)出清時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)計數(shù)據(jù)就能測算出我國勞動力市場的行業(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)運用擴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》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)計年鑒》和2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》計算得到。本文將各統(tǒng)計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，無法獲得各個省份的分行業(yè)勞動力受教育年限數(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)計年鑒》與各省份的地區(qū)統(tǒng)計年鑒計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算得到22個省份的勞動力市場行業(yè)扭曲指數(shù)。由于所估測的省份多達22個，難以對各個省份在2000-2013年期間勞動力市場行業(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個省/直轄市，中部地區(qū)具體包括山西、安徽、河南、湖南4個省份，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個省/直轄市/自治區(qū)。地區(qū)2000-2013年勞動力市場行業(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地區(qū)的勞動力市場行業(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年以來我國勞動力市場行業(yè)扭曲情況出現(xiàn)持續(xù)改善，而勞動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)濟體制改革是分不開的，且市場經(jīng)濟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)格限制進入的行業(yè)逐步放開。如金融行業(yè)，根據(jù)當(dāng)時加入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年以來我國勞動力市場行業(yè)扭曲程度持續(xù)下降的重要推動力。

具體來看：東部地區(qū)，勞動力市場行業(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，勞動力市場行業(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?。┣疑轿魇〉膭趧恿κ袌鲂袠I(yè)扭曲指數(shù)較大有關(guān)系；西部地區(qū)勞動力市場行業(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后實施行業(yè)對外資開放時在地區(qū)上西部地區(qū)開放時間最晚、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)計數(shù)據(jù)缺失，造成我們最終的考察省份只有22個，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)計口徑差異也有人為因素的原因。當(dāng)然，全國統(tǒng)計數(shù)值相對真實可靠，可以作為重點參考和研究對象。那么從圖1可以得出：2000年以來我國勞動力市場行業(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

本部分將在一個封閉的兩部門一般均衡模型中，從勞動力市場行業(yè)上競爭-壟斷二元分割角度分析勞動力扭曲對收入差距的作用機理。參照Restuccia等、Alvarez-Cuadrado等及蓋慶恩等的作法，將勞動力市場扭曲引入到一個標(biāo)準(zhǔn)的兩部門新古典經(jīng)濟增長框架中。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：《勞動力市場扭曲、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和中國勞動生產(chǎn)率》，《經(jīng)濟研究》2013年第5期。

1.基本假設(shè)

考慮一個封閉的經(jīng)濟體，存在彼此分割的兩部門（壟斷部門與競爭部門），由于兩個部門之間存在著制度分割，導(dǎo)致勞動力無法實現(xiàn)自由流動。為了分析簡便，進一步假定該經(jīng)濟的勞動力數(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)濟體只存在兩個部門：競爭部門（C）和壟斷部門（M），通過投入勞動力（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）與勞動力市場行業(yè)扭曲指數(shù)（τi）成負(fù)相關(guān)。由于勞動力市場的行業(yè)扭曲程度隨指數(shù)τi反向變化，因此這意味著勞動力市場扭曲對行業(yè)收入差距具有正向作用，即勞動力市場行業(yè)扭曲越嚴(yán)重（τi越?。瑑刹块T間的收入差距（ζ）越大；而勞動力市場行業(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)建一個考慮代際傳遞情形的勞動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（財產(chǎn)），此時他面臨著兩種選擇，即不進行人力資本投資而直接進入工作條件差且相對低收入的競爭部門C工作與進行人力資本投資以提高自身技能從而將來進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，同時假定當(dāng)b

顯然，作為理性人，如果不進行人力資本投資就直接進入競爭部門C工作的效用大于進行人力資本投資而進入壟斷部門M工作的效用，那么他肯定會選擇不進行人力資本投資就直接進入競爭部門C工作。根據(jù)式（16），當(dāng)2wC+F>wM時，所有人都將選擇不進行人力資本投資而直接進入競爭部門C工作，那么壟斷部門M就不存在，因此需施加一個約束條件：2wC+FwM。根據(jù)式（16），個人是否進行人力資本投資將受到青年期初從父輩那獲得的財產(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)個人青年期初獲得的財產(chǎn)b>X時，他將選擇進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產(chǎn)b

X=2wC+F（1+r）-wMr（18）

因此，個人在青年期之初獲得的財產(chǎn)（收入）數(shù)量多少（這又與父輩的就業(yè)部門直接相關(guān)）決定了他是否進行人力資本投資，并最終進入競爭部門C還是壟斷部門M就業(yè)，進而決定了他的收入水平高低，當(dāng)然也進一步?jīng)Q定了他留給下一代的的財產(chǎn)（收入），于是又間接決定了其子輩的收入水平?；诖?，提出假說一：就業(yè)于收入水平較高的壟斷部門M的代表性個人更傾向于進行人力資本投資并最后進入到壟斷部門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的代表性個人則更傾向于不進行人力資本投資就直接進入部門C而只能獲得較低的收入。

進一步，假設(shè)就業(yè)于壟斷部門M的代表性個人的收入IM>I*=γ-1F，他們留給子輩的財產(chǎn)（收入）數(shù)量b（I）>F，那么他們的子輩當(dāng)然就會進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的代表性個人的收入ICt

在第t期收入水平低于χ的代表性個人或許他的下幾輩會進行人力資本投資，但若干輩之后則會選擇不進行人力資本投資而直接進入競爭部門C就業(yè)，最終其收入將收斂于IC；而收入水平高于χ的代表性個人的子輩們將都會選擇進行人力資本投資，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，在勞動力市場存在行業(yè)上競爭-壟斷二元分割扭曲情況，兩個部門的收入差距將收斂于：

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

四、實證分析

本節(jié)將采用2000-2013年全國及22個省/市/自治區(qū)實證數(shù)據(jù)中的22個省/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)建一個含有控制變量的勞動力市場扭曲與收入差距的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對二者之間的作用關(guān)系進行實證檢驗。

1.模型選擇

考慮到收入差距具有較強的慣性，且還受到其他經(jīng)濟和政治因素的影響，本文將在計量模型中添加因變量的滯后項和控制項。從而設(shè)定勞動力市場扭曲與行業(yè)收入差距的動態(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)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》以及22個省/直轄市/自治區(qū)的地方統(tǒng)計年鑒。一些省份分行業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，個別缺失值通過插值法補齊。

3.實證結(jié)果及分析

針對動態(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)估計有偏的問題，本文采用差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計兩種方法來對參數(shù)進行估計。

（1）平穩(wěn)性檢驗

在進行參數(shù)GMM估計前，首先需要對樣本數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗以避免偽回歸情況。通過Stata12.0軟件采用ADF檢驗、LLC檢驗和Hadri LM檢驗3種方法對實證檢驗所使用的所有變量進行單位根檢驗，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，檢驗結(jié)果未予報告。

（2）實證結(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)做回歸時發(fā)現(xiàn)行業(yè)受教育差異的估計結(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（未進行人力資本控制）和調(diào)整值（進行人力資本控制）來做對比估計，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）為進行人力資本控制后的調(diào)整值。從表2可以發(fā)現(xiàn)：8個模型都滿足擾動項一階序列自相關(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估計量均是一致的；同時模型（1）～（8）也都通過了Sargan檢驗，表明選擇的工具變量也是有效的。因此本文采用GMM估計是合適的。具體系數(shù)估計方面，勞動力市場行業(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。這說明勞動力市場行業(yè)扭曲指數(shù)越小，勞動力市場的行業(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個模型中，行業(yè)收入差距的一階滯后項和二階滯后項的回歸系數(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個模型中均在1%顯著性水平下顯著，而人均實際gdp（lnrgdp）除模型（3）外其余均在10%顯著性水平下顯著，經(jīng)濟開放度（eod）則在8個模型中均在10%顯著性水平下顯著。同時，人均實際gdp（lnrgdp）和經(jīng)濟開放度（eod）的回歸系數(shù)均為負(fù)，表明人均實際gdp或經(jīng)濟開放度越高，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)展偏向度越強或城市化水平越高，行業(yè)收入差距將擴大。最后，非國有化程度（nosw）和行業(yè)開放度（iodf）在8個模型中均不顯著，符號方向在各個模型也不完全一致，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

在2003年時，國家統(tǒng)計部門對行業(yè)劃分作出了變更，2002年以前各類宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)是按15個大行業(yè)劃分并統(tǒng)計的，2003以后則歸之于19個大行業(yè)。相應(yīng)地，各省份也從2004開始使用新的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)進行分行業(yè)宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)統(tǒng)計。這樣2000-2003年與2004-2013年兩個時間段的數(shù)據(jù)統(tǒng)計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)進行回歸估計，這樣既可以檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性，還能具體考察近10年里勞動力市場扭曲對行業(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)，動態(tài)面板模型中各個變量回歸系數(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個模型中行業(yè)收入差距的一階滯后項的回歸系數(shù)仍然均顯著為正，但其二階滯后項卻不再顯著，但這并不影響行業(yè)收入差距具有較強慣性的判斷。再則，控制變量中的行業(yè)發(fā)展偏向度（dgidp）不再顯著，人均實際gdp（lnrgdp）、經(jīng)濟開放度（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）都滿足擾動項一階序列自相關(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估計量均是一致的；另外8個模型也都通過了Sargan檢驗，因此選擇的工具變量也是有效的。

另外，本文還將整個樣本按東、中、西部劃分，對本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性進行了進一步檢驗，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大是我國收入差距居高不下的一個重要成因。市場化改革進程中，國家在將大部分行業(yè)向市場放開的同時，仍保留了對鐵路、電力、電信等行業(yè)的行政壟斷，使我國勞動力市場在行業(yè)上呈競爭-壟斷“二元”分割扭曲，進而引發(fā)了“扭曲產(chǎn)生扭曲”之行業(yè)收入分配嚴(yán)重失衡問題。本文對此進行了理論分析與實證檢驗。首先，本文基于行業(yè)進入壁壘強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個省份的行業(yè)宏觀數(shù)據(jù)測度出我國勞動力市場行業(yè)扭曲指數(shù)，發(fā)現(xiàn)2000年以來我國勞動力市場行業(yè)扭曲狀況有了明顯改善，全國勞動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，通過將勞動力市場扭曲引入到一個封閉的兩部門一般均衡模型，構(gòu)建出一個勞動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，勞動力市場扭曲對行業(yè)收入差距均存在正影響，即勞動力市場行業(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，基于所估測的勞動力市場行業(yè)扭曲指數(shù)，通過構(gòu)建動態(tài)面板模型運用GMM估計實證檢驗了勞動市場扭曲與行業(yè)收入差距之間的關(guān)系，得出我國勞動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，勞動力市場行業(yè)扭曲對我國居民收入差距擴大起到了顯著的推動作用，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力市場上競爭-壟斷行業(yè)“二元”分割，進而引起我國行業(yè)收入差距持續(xù)擴大與收入分配不公問題。其次，勞動力市場的這種競爭-壟斷“二元”分割扭曲不僅將外部優(yōu)秀勞動力排斥在壟斷行業(yè)之外進而造成生產(chǎn)潛能的浪費，更是打擊身處競爭行業(yè)勞動者的人力資本投資積極性，這將不利于我國經(jīng)濟社會可持續(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統(tǒng)一的、市場化的用工制度，促進行業(yè)間勞動力自由流動，保障機會公平，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)濟與金融學(xué)院

責(zé)任編輯：牛澤東endprint