垄断对工资不平等的影响

张世伟　刘青飞

摘 要：本文基于2002年和2007年中国居民收入调查数据，利用工资收入方程和反事实分析方法研究行业垄断势力对中国城镇居民工资不平等的影响。结果表明，垄断行业和非垄断行业差异对中国城镇居民工资不平等贡献约占30%，并且有逐渐扩大的趋势。垄断行业对工资不平等的影响过大不利于竞争市场的完善和发育，因此，要调控各类行业工资使之处于合理水平。

关键词：工资不平等；垄断行业；反事实分析

中图分类号：F244 文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2014）05-0010-05

一、引 言

随着中国经济的快速发展，城镇居民工资不平等有扩大的趋势，2013年1月18日国家统计局首次公布的2003—2012年的基尼系数显示，从2003年的0.479到2008年的最高值0.491，再到2012年的0.474，呈现倒U型曲线，并且近十年来中国的基尼系数一直处于0.400的国际警戒线上方，这种现象引起很多学者的关注。近十年来中国产业结构的优化升级和相关劳动力市场制度变化导致了不同行业的工人就业机会和收入差距的进一步扩大。根据2010年国家统计局公布的数据，中国证券业的工资水平比职工平均工资高6倍左右，收入最高和最低行业的差距达11倍。人力资源和社会保障部工资研究所发布的最新数据显示这一差距扩大到了15倍。如果把证券业归到金融业一并计算，行业差距也高达6倍。根据人力资源和社会保障部国际劳工保障研究所提供的资料，中国行业工资差距已跃居世界之首。如此巨大的行业工资差距在很大程度上是由于市场准入方面的行政管制所致。经济科学出版社出版的《中国居民收入分配年度报告（2012）》分析张东生认为行政性垄断行业的收入有1/3是靠各类特许经营权获得的[1]。准确地衡量垄断行业工资差距对中国城镇居民工资不平等的贡献，并且提出相应的政策建议来抑制这种不合理的行业工资差距是当前学者研究的主要问题。

以往关于这方面的研究主要集中于垄断等制度性因素对收入不平等的影响。研究垄断和非垄断行业对居民工资不平等影响的文章有很现实的经济意义：首先，随着市场化程度的进一步完善和城镇化建设的推进，个体劳动者的工资收入占总收入的比重越来越大，工人薪酬体制的建立和规范可以获得更真实的数据导致研究工资分布和工资差距更具有现实意义。其次，我国的收入不平等主要是以一个家庭为单位，家庭成员的异质性也导致各个成员工资分布可能不相同，基于单个劳动者个体的工资不平等能更细致研究中国居民工资分布情况。最后，本文研究垄断行业差异对工资不平等的影响，不同行业之间差异主要体现在工资性收入的差异。

有关垄断行业和收入不平等关系的文章近几年逐渐增多，但是基于垄断势力对工资不平等影响文章较少。郝大海和李璐璐[2]研究中国向社会主义市场经济发展过程中“区域差异改革”和“国家垄断部门”两种因素对中国城镇居民收入不平等的影响。认为不同区域的资源禀赋、经济增长结构和国家垄断势力等因素都可能影响到收入分配模式的变化。，但是由于过多的假设条件不一定完全符合现实经济情况，并且没有计算出各个因素对不平等的贡献程度，因此需要进一步的完善。王弟海[3]以理论和图形推导的方式研究了垄断与非垄断市场和最低工资对收入不平等的影响，认为垄断市场会加剧工资的不平等，但是最低工资对收入不平等的影响方向是不确定的，取决于均衡状态下劳动需求弹性的大小、劳动力市场的势力和行业的垄断势力。陈钊等[4]通过收入决定方程的回归计算分析了各类经济因素对行业间工资差距的影响，并基于基尼系数的分解计算了包括垄断性因素等各类变量对不平等的贡献度，得出了一些有意义的结论。

以前的定量研究都是基于回归和分解方法来探讨垄断势力对工资不平等影响，主要用的是Juhn等[5]的分解方法，分解过程中没有明确提出其他因素对工资不平等影响。本文利用反事实的思想，用非垄断行业工资回报率来预测垄断行业工资水平，研究垄断势力对工资不平等的影响。

二、数据描述

本文中用的数据是2002年和2007年中国家庭住户调查数据（CHIPS），价格平减指数参考国家统计局的宏观调查数据。通过城镇居民价格指数平减2002年至2007年的工资数据，然后生成了小时工资对数数据作为被解释变量。本文将样本限定为有工资收入并且16—60岁的成年男性和16—55岁的成年女性。将解释变量有缺失的数据删除之后，最终的样本数量是19 451个，其中2002年的样本量为12 344，2007年的样本数据为7 107。本文利用的主要变量有小时工资对数、性别、地区、教育年限、工作经验、工作类型和工作单位类型等，其中教育年限是实际接受教育的时间而不是教育水平的虚拟变量，主要是因为本文利用的小时工资对数，在分解过程第一步工资回归方程中有估计的教育年限的系数有明确的经济学含义，即教育年限的回归系数就是所谓的教育回报率。地区变量分成东部、中部和西部地区，在回归方程中生成相应的虚拟变量并且以东部地区作为对照组。职业种类变量包括负责人员、技术人员、办事人员、操作人员和其他人员等五类虚拟变量，以负责人员作为对照组。根据城镇居民的工作单位性质分为政府机关、事业单位、国有企业、集体企业、私营企业和外资企业和其他企业。同地区变量一样，也生成了相应的虚拟变量，以政府机关作为对照组。本文主要研究工人所处的行业是否存在垄断势力而将行业分为垄断行业和非垄断行业，其中按照岳希明等[6]的划分将金融、电力、电信、烟草、石油、石化、运输和邮电等行业作为垄断行业，并且根据文中所用数据的特点加入了房地产、银行保险等行业作为补充，而将剩余的行业归并为非垄断行业。

通过比较表1中2002年和2007年中国城镇居民的工资数据可以发现，劳动个体的对数小时工资和平均教育水平都有了明显的提升，但是经验和经验平方的平均数值略微下降，劳动个体平均经验数值的减少有可能是因为受教育时间增加导致参加工作时间延后。分析其他虚拟变量可以发现，2002年和2007年这些数值变化都相对平缓，说明样本的选取比较科学和均匀。

表2中可以明显看出2002年和2007年广义熵指数中不同α值所代表的工资不平等指标都有一定程度的变化，根据广义熵指数定义可知其具有对称性、样本可加性、可分解性和比例不变性等特征，并且α越大对于分布顶端的差异敏感性越大，α越小则对于分布底端的差异敏感性越大。通过表2可以看出，当α=2时，2007年的数值大约是2002年的2.4倍，而当α=1和α=0时两年的变化相对较小，前者增长了32.3%，后者仅仅增长了2%。通过对两年基尼系数的计算可以发现这两年的工资不平等上升了17.16%。

进一步分析可以发现，中低工资水平差距指标10-50的变化2002年比2007年的数值小，说明在工资收入分布的中低端水平，工资不平等竟然有下降的趋势，而表示中高工资收入水平的指标90-50变化趋势正常，上升了25.75%，三个不同指标及其变化趋势和广义熵指数变化趋势是一致的，从侧面证明我们前面分析的正确性，即工资不平等的变化主要是由高收入群体和低收入群体的工资水平所贡献，这也为本文继续研究垄断行业对工资不平等的影响提供了事实依据。

三、模型的设定

本文利用2002年和2007年数据作为研究样本，每年都按照两个步骤来做，即先估计劳动参与方程，然后估计工资收入对数方程，样本数据在现实生活中都有未参加劳动的个体，如果仅基于参与劳动的个体（有工资的个体）的样本估计工资方程，将可能产生样本选择偏差问题，因此应考虑个体参与决策的影响因素，本文利用Heckman两阶段估计方法修正样本选择偏差。

四、实证结果分析

按照上述模型和反事实的方法本文对2002年和2007年的垄断和非垄断行业分别进行了回归，其结果如表4所示。比较2002年和2007年的总体回归系数可以发现2007年的教育回报率和经验回报率都比2002年的数值大，通过系数变化可以看出性别这一变量对工资差距扩大有正向影响。

这说明了人力资本中教育水平和经验对工资水平的影响越来越大。女性和婚姻这两个虚拟变量的系数是负数（2002年婚姻变量没通过显著性检验，没有代表性），说明在工资差异中女性和未婚群体将处于不利地位，并且2007年的系数仍然比2002年大（绝对值）。地区虚拟变量中相对于东部地区，中西部地区工资水平较低，变量的系数都符合模型预期，比较这两年的系数还可以看出2007年比2002系数变大，这说明地区的工资差异对工资不平等也有着正向的贡献。职业种类中的负责人员和工作单位类型中的政府人员这两个虚拟变量在回归方程中作为对照变量，其余对应变量都是负数，这一结果表明负责人员和政府相关人员这两类群体工资收入处于较高水平。

通过横向比较可以发现，国有企业的系数都很小，在数据描述中确实也可以看出这类群体处于市场中垄断地位，有较高的工资收入和福利待遇。

非垄断行业的教育回报率和经验回报率都小于垄断行业相对应的系数，这说明垄断行业确实有着更高的回报率。性别和婚姻虚拟变量对工资收入的影响和全部样本回归的系数方向一样，这里就不再赘述。经验变量的系数都是正数，经验的平方项都是负数，2002年和2007年分别回归结果可以发现这与人力资本理论相符合。通过比较表4中经验平方项在2002年和2007年都是垄断行业小于非垄断行业，说明经验平方对垄断行业工资收入的影响小于对非垄断行业工资收入的影响，这也从侧面说明处于垄断行业的群体，由于垄断势力的存在导致其收入随经验平方下降很小的幅度。比较这两年经验的系数可以看出，2002年经验回报率垄断行业是非垄断行业的3.81倍，而2007年此系数为1.64倍，这说明两组群体经验回报率的差距变小。

表4中最下面两个变量常数项和逆米尔斯比都通过了显著性检验，说明样本选择偏差确实存在，加入逆米尔斯比是完全必要的，横向比较整个表4可以看出，对于工资收入有正向影响的变量系数大部分都是2007年大于2002年，有负向影响的变量系数方向刚好相反，这正是由于2007年工资不平等程度大于2002年的结果所导致。

通过表5可以清晰地看出表4的回归结果所预测出来的各项不平等指标的数值，对于单独回归方程，由于垄断群体具有较高的收入水平，较高的各类回报率即回归系数，而非垄断行业刚好相反，各自预测的结果就是各类不平等指标是三者之后最大的，反事实预测的结果是本文最主要的部分，因为利用非垄断行业的系数来预测处于垄断行业个体的工资收入水平其回报率必然降低，结果也证实其基尼系数和广义熵指数是最小的，通过计算我们可以发现反事实预测与总体预测的差值是单独预测和反事实预测差值的27.13%，是单独预测和总体预测差值的37.23%，通过计算90-10分位点这三种之间的差值也可以得出，总体预测与反事实预测的90-10分位点的差值是单独预测和反事实预测差值的28.31%，所占单独预测和总体预测差值的39.47%，从这两个具有代表性的指标可以看出，区分垄断和非垄断行业所带来的工资不平等的上升是显而易见的，工资不平等中垄断势力所造成的不平等程度大约占28%左右。

利用2007年的回归预测值来计算工资不平等指标如表6所示，可以得出和表5很类似的结果。从结果中可以看出，2007年的工资不平等程度大于2002年的结果，其中对基尼系数的分析可以看出，反事实预测和总体预测的差值所占单独预测与反事实预测差值的比例为29.19%，而前者的差值是单独预测与总体预测差值的41.22%，这个计算结果相比2002年都有所上升，通过对比90-10分位点的变化我们可以看到相类似的比值，例如反事实预测与总体预测的90-10分位点的差值所占单独预测与总体预测90-10分位点差值的比例为24.47%，而相对应的占单独预测与总体预测90-10差值的32.40%，这个结果和2002年的数值相比变小了。同时，通过综合比较可以发现，工资不平等的10-50分位点稳定在0.5000附近，这一点和真实值的情况相同。工资不平等及其变化在本样本中主要看基尼系数和90-10分位点的数值变化来衡量。

综合2002年和2007年的数据，可以看出垄断势力对工资不平等的影响是确实存在的，通过反事实模型的计算，进而求出具体的数值，笔者发现垄断行业对总体工资不平等的贡献大约为28%—30%。

五、结 论

本文应用收入方程，通过反事实的思想和在收入方程中加入逆米尔斯比来研究垄断行业和非垄断行业中工资不平等问题，并计算垄断行业对工资不平等的具体影响。结果发现，垄断行业由于垄断势力存在，确实存在工资不平等，通过对回归结果的分析和各类不平等指标的计算，笔者发现垄断势力大约占工资不平等的30%左右，也可以说工资不平等中垄断行业和非垄断行业的分割之一因素所占的贡献大约为30%。

本文研究和其他研究垄断势力的方法有很大不同，以往研究主要集中于基于方程回归然后分解不平等指标的方法，分解出来不同因素所占的比重，而本文基于反事实的思想可以将垄断势力作为一个整体来研究其对工资不平等的影响，垄断行业作为一个市场经济形势尤其存在的必要性，但是垄断势力带来的寻租行为和市场紊乱就不是政府想要的结果，因为把握好垄断势力的大小和力度，是政策制定者所面临的严峻问题，政府要加强价格、工资、冯本等方面的监督管理，同时要落实好相关的法律法规，保证参与市场活动的劳动者的合法权益。

参考文献：

[1] 张东生.中国居民收入分配年度报告（2012）[M].北京：经济科学出版社，2013.50-51.

[2] 郝大海，李璐璐.区域差异改革中的国家垄断与收入不平等——基于2003 年全国综合社会调查资料[J].中国社会科学，2006，（2）：110-124.

[3] 王弟海.垄断劳动力市场、最低工资限制和不平等[J]. 浙江社会科学，2008，（11）：16-41.

[4] 陈钊，万广华，陆铭.行业间不平等： 日益重要的城镇收入差距成因——基于回归方程的分解[J].中国社会科学，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，李实，史泰丽.垄断行业高收入问题探讨[J].中国社会科学，2010，（3）：7-93.

（责任编辑：刘 艳）

综合2002年和2007年的数据，可以看出垄断势力对工资不平等的影响是确实存在的，通过反事实模型的计算，进而求出具体的数值，笔者发现垄断行业对总体工资不平等的贡献大约为28%—30%。

五、结 论

本文应用收入方程，通过反事实的思想和在收入方程中加入逆米尔斯比来研究垄断行业和非垄断行业中工资不平等问题，并计算垄断行业对工资不平等的具体影响。结果发现，垄断行业由于垄断势力存在，确实存在工资不平等，通过对回归结果的分析和各类不平等指标的计算，笔者发现垄断势力大约占工资不平等的30%左右，也可以说工资不平等中垄断行业和非垄断行业的分割之一因素所占的贡献大约为30%。

本文研究和其他研究垄断势力的方法有很大不同，以往研究主要集中于基于方程回归然后分解不平等指标的方法，分解出来不同因素所占的比重，而本文基于反事实的思想可以将垄断势力作为一个整体来研究其对工资不平等的影响，垄断行业作为一个市场经济形势尤其存在的必要性，但是垄断势力带来的寻租行为和市场紊乱就不是政府想要的结果，因为把握好垄断势力的大小和力度，是政策制定者所面临的严峻问题，政府要加强价格、工资、冯本等方面的监督管理，同时要落实好相关的法律法规，保证参与市场活动的劳动者的合法权益。

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[3] 王弟海.垄断劳动力市场、最低工资限制和不平等[J]. 浙江社会科学，2008，（11）：16-41.

[4] 陈钊，万广华，陆铭.行业间不平等： 日益重要的城镇收入差距成因——基于回归方程的分解[J].中国社会科学，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，李实，史泰丽.垄断行业高收入问题探讨[J].中国社会科学，2010，（3）：7-93.

（责任编辑：刘 艳）

综合2002年和2007年的数据，可以看出垄断势力对工资不平等的影响是确实存在的，通过反事实模型的计算，进而求出具体的数值，笔者发现垄断行业对总体工资不平等的贡献大约为28%—30%。

五、结 论

本文应用收入方程，通过反事实的思想和在收入方程中加入逆米尔斯比来研究垄断行业和非垄断行业中工资不平等问题，并计算垄断行业对工资不平等的具体影响。结果发现，垄断行业由于垄断势力存在，确实存在工资不平等，通过对回归结果的分析和各类不平等指标的计算，笔者发现垄断势力大约占工资不平等的30%左右，也可以说工资不平等中垄断行业和非垄断行业的分割之一因素所占的贡献大约为30%。

本文研究和其他研究垄断势力的方法有很大不同，以往研究主要集中于基于方程回归然后分解不平等指标的方法，分解出来不同因素所占的比重，而本文基于反事实的思想可以将垄断势力作为一个整体来研究其对工资不平等的影响，垄断行业作为一个市场经济形势尤其存在的必要性，但是垄断势力带来的寻租行为和市场紊乱就不是政府想要的结果，因为把握好垄断势力的大小和力度，是政策制定者所面临的严峻问题，政府要加强价格、工资、冯本等方面的监督管理，同时要落实好相关的法律法规，保证参与市场活动的劳动者的合法权益。

参考文献：

[1] 张东生.中国居民收入分配年度报告（2012）[M].北京：经济科学出版社，2013.50-51.

[2] 郝大海，李璐璐.区域差异改革中的国家垄断与收入不平等——基于2003 年全国综合社会调查资料[J].中国社会科学，2006，（2）：110-124.

[3] 王弟海.垄断劳动力市场、最低工资限制和不平等[J]. 浙江社会科学，2008，（11）：16-41.

[4] 陈钊，万广华，陆铭.行业间不平等： 日益重要的城镇收入差距成因——基于回归方程的分解[J].中国社会科学，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，李实，史泰丽.垄断行业高收入问题探讨[J].中国社会科学，2010，（3）：7-93.

（责任编辑：刘 艳）