勞動力市場扭曲與收入差距研究

馮濤　羅小偉　劉浩

內容提要 市場化改革進程中，國家在將大部分行業向市場放開的同時，仍保留了對鐵路、電力、電信等行業的行政壟斷，使我國勞動力市場在行業上呈競爭-壟斷“二元”分割扭曲，進而引發了“扭曲產生扭曲”之行業收入分配嚴重失衡問題。本文對此進行了理論分析與實證檢驗。本文以行業進入壁壘強度為標準將所有行業劃分為競爭和壟斷兩大部門，在利用2000-2013年全國及22個省份的行業數據估測出我國勞動力市場行業扭曲指數的基礎上，進一步構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收入差距的作用機理，最后構建動態面板模型實證檢驗了二者之間的作用關系。研究結果表明：在我國，勞動力市場扭曲程度對行業收入差距存在著顯著且穩健的正向作用，即勞動力市場行業扭曲越嚴重（對應的勞動力市場扭曲指數越小），行業收入差距越大。

關鍵詞 勞動力市場扭曲 收入差距 行業進入壁壘

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

一、問題提出

當前中國，收入分配嚴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：城鄉收人差距的增速雖有所放緩，但行業收入差距問題卻日益凸顯，并已成為我國當前居民收入差距持續擴大的重要推動因素。②當然，這也引起了學術界前所未有的關注。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現，現階段我國不同行業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，從而增大了行業之間的收入差距。④而且，收入層級越高，行業間工資收入差距越大。⑤這樣，自然而然地浮現出以下問題：到底是什么因素或原因在推動我國行業收入差距不斷擴大？其背后的作用機理又是什么？

張少杰等認為，我國勞動力市場的行業分割，使得勞動力的行業間流動受到限制，造成了我國行業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》，《北京工商大學學報》（社會科學版）2007年第3期。魏眾發現，1990年以來我國行業收入差距不斷擴大，這與壟斷行業工資增長速度過快有非常大的關系。魏眾：《中國當前的收入分配狀況及對策分析》，《經濟學動態》2010年第8期。而王甫勤認為，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，它是影響我國當前行業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，行業壟斷與所有制均是造成我國行業收入差距的重要因素，但所有制的影響要大于行業壟斷的影響，并且二者的共同作用導致我國行業收入差距日趨擴大。葉林祥、李實、羅楚亮：《行業壟斷、所有制與企業工資收入差距——基于第一次全國經濟普查企業數據的實證研究》，《管理世界》2011年第4期。惠寧和郭淑娟實證研究了行業壟斷對行業收入差距的影響，發現2003-2009年間我國行業收入差距在不斷擴大，壟斷行業與非壟斷行業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壟斷與行業收入差距研究》，《山西財經大學學報》2012年第8期。王天夫和崔曉雄更是詳細分析了行業影響收入分配的兩條路徑：一是直接影響不同行業的平均收入，二是通過影響不同行業中個人特征（如教育、年齡等）的收入回報率而結構性地調整收入分配。王天夫、崔曉雄：《行業是如何影響收入的——基于多層線性模型的分析》，《中國社會科學》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數據實證發現，在我國個人收入水平與其“身份”具有較強的相關性，其中行業上具有“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》，《經濟管理》2015年第4期?？墒牵疚恼J為他們大部分人都未能抓住造成我國行業收入差距乃至總體收入差距持續擴大的深層本質。實質上，造成我國行業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，對部分行業仍保持行政壟斷進而維持其各種特權，使得我國勞動力市場在行業上呈競爭-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，進而造成行業收入分配嚴重失衡。

二、我國勞動力市場行業扭曲測度

遵照新古典經濟學假設，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。可是，當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，這必將引發出生產要素錯配問題，進而會影響某個部門的生產效率，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，本文以行業進入壁壘強度為標準（具體根據各行業的非公有制經濟占比與外商實際直接投資額加以劃分），將全國所有行業劃分為競爭和壟斷兩大部門。由于2003年時國家統計部門對我國行業劃分進行了變更，為盡可能地保證統計口徑的統一，本文所探討的壟斷部門具體為：1978-2002年包括采掘業，電力、煤氣和水生產供應業，交通運輸、倉儲和郵電通信業，金融保險業，衛生體育和社會福利業，教育、文化藝術和廣播電影電視業，科學研究和綜合技術服務業，國家機關、政黨機關和社會團體；而2003-2013年包括采掘業，電力、熱力、燃氣和水生產供應業，交通運輸、倉儲和郵政業，信息傳輸、軟件和信息技術服務業，金融業，科學研究和技術服務業，教育，衛生和社會工作，文化、體育和娛樂業，公共管理、社會保障和社會組織。其余的行業相應地劃歸于競爭部門。設定勞動力市場處于扭曲情形下，市場實現出清時競爭部門與壟斷部門的工資率滿足：endprint

于是，由已有的我國行業方面的宏觀統計數據就能測算出我國勞動力市場的行業扭曲指數。

首先，由于無法獲得全國及各個省份分行業教育收益率（ρx）的具體數據，在對我國現有關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（中國健康與營養調查）數據運用擴展的明瑟方程所估測的值作為我國行業教育收益率。詳見楊惠馨、王海兵：《中國教育收益率：1989-2011》，《南方經濟》2015年第6期。當然，這只是中國教育收益率全行業平均值，肯定會對估測值的精確性產生影響。其次，全國分行業勞動力受教育年限數據（sx）則由2001-2013年的《中國人口與就業統計年鑒》和2014年的《中國統計年鑒》計算得到。本文將各統計年鑒中的受教育程度相應轉換為受教育年限，其中文盲為0年、小學畢業為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，然后分行業用各個學歷層次的年限乘以權數（其所占總人口比）得到相應受教育年限數據。而遺憾的是，無法獲得各個省份的分行業勞動力受教育年限數據，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整中。最后，由歷年《中國統計年鑒》與各省份的地區統計年鑒計算得出競爭部門與壟斷部門的產出增加值比重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年勞動力市場行業扭曲程度。由于一些省份未公布分行業產出增加值，所以我們最終只能計算得到22個省份的勞動力市場行業扭曲指數。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扭曲變化情況一一作詳細分析，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，中部地區具體包括山西、安徽、河南、湖南4個省份，西部地區具體包括內蒙古、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。地區2000-2013年勞動力市場行業扭曲指數的變化趨勢。

從圖1可以發現，無論是全國還是各個地區的勞動力市場行業扭曲指數均在2000-2013年期間呈現出平穩提升的趨勢，這表明2000年以來我國勞動力市場行業扭曲情況出現持續改善，而勞動力市場一體化程度正逐年提升。這與我國政府自1978年以來不斷深化經濟體制改革是分不開的，且市場經濟改革不僅弱化了我國企業間的體制性分割，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WTO的要求，我國政府對原來一些嚴格限制進入的行業逐步放開。如金融行業，根據當時加入WTO的承諾，我國金融行業將于2006年12月11日之前全面開放，而如電信業、石化業、影視業、報刊業、教育業、交通業、倉儲業、郵遞服務業等也在WTO后的3到5年內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扭曲程度持續下降的重要推動力。

具體來看：東部地區，勞動力市場行業扭曲程度相對較小，而考察期間增長速度也相對緩慢；中部地區2000年時，勞動力市場行業扭曲較為嚴重，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扭曲指數較大有關系；西部地區勞動力市場行業扭曲程度相對較高，考察期間增速也較為平緩，這可能與我國加入WTO后實施行業對外資開放時在地區上西部地區開放時間最晚、開放力度最小有著莫大關系。另外，由于一些省份的某些統計數據缺失，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均值都在全國平均水平之上。這既有統計口徑差異也有人為因素的原因。當然，全國統計數值相對真實可靠，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扭曲指數有了顯著提升，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準的兩部門新古典經濟增長框架中。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、結構轉變和中國勞動生產率》，《經濟研究》2013年第5期。

1.基本假設

考慮一個封閉的經濟體，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，導致勞動力無法實現自由流動。為了分析簡便，進一步假定該經濟的勞動力數量（L）等于其人口數量，且人口增長率為0。

（1）生產部門

首先，假設該經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）生產出各自的產品，而其生產函數依次為：

由此可以看出，兩部門的收入差距（ζ）與勞動力市場行業扭曲指數（τi）成負相關。由于勞動力市場的行業扭曲程度隨指數τi反向變化，因此這意味著勞動力市場扭曲對行業收入差距具有正向作用，即勞動力市場行業扭曲越嚴重（τi越?。?，兩部門間的收入差距（ζ）越大；而勞動力市場行業扭曲程度越?。é觟越大），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，父輩的就業行業、職務及收入水平對子女的就業行業、工作單位及收入水平有著重要影響。因此，本文將構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量為b的收入（財產），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，但人力資本投資的成本為F，同時假定當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。根據式（16），當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（收入）數量多寡的影響（這又與父輩收入水平相關）。從而得出，當個人青年期初獲得的財產b>X時，他將選擇進行人力資本投資并在成年期就業于壟斷部門M，而當其青年期初獲得的財產b

X=2wC+F（1+r）-wMr（18）

因此，個人在青年期之初獲得的財產（收入）數量多少（這又與父輩的就業部門直接相關）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，進而決定了他的收入水平高低，當然也進一步決定了他留給下一代的的財產（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，假設就業于壟斷部門M的代表性個人的收入IM>I*=γ-1F，他們留給子輩的財產（收入）數量b（I）>F，那么他們的子輩當然就會進行人力資本投資并在成年期就業于壟斷部門M。而就業于競爭部門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，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，勞動力市場行業扭曲不僅影響當期不同部門代表性個人的收入水平并產生收入差距，而且它將會推動著兩個部門之間的個人收人差距持續擴大并可能引發兩極分化問題。

四、實證分析

本節將采用2000-2013年全國及22個省/市/自治區實證數據中的22個省/直轄市/自治區具體包括北京、天津、山西、內蒙古、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。的面板數據，通過構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面板數據模型對二者之間的作用關系進行實證檢驗。

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。從而設定勞動力市場扭曲與行業收入差距的動態面板數據模型為：

2.變量選擇與數據說明

本文計量模型所采用的被解釋變量（行業收入差距）、解釋變量（勞動力市場行業扭曲）及其他控制變量的符號與相關含義及說明如表1所示。數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》《中國人口與就業統計年鑒》《中國教育統計年鑒》以及22個省/直轄市/自治區的地方統計年鑒。一些省份分行業相關數據缺失，個別缺失值通過插值法補齊。

3.實證結果及分析

針對動態面板數據模型容易出現解釋變量內生性，從而導致參數估計有偏的問題，本文采用差分GMM估計和系統GMM估計兩種方法來對參數進行估計。

（1）平穩性檢驗

在進行參數GMM估計前，首先需要對樣本數據進行平穩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，發現所有樣本水平數據都是平穩的。囿于篇幅所限，檢驗結果未予報告。

（2）實證結果分析

由于無法獲得各省份的分行業受教育年限和教育收益率數據，所以在回歸時只能用全國分行業數據替代，而對全國數據做回歸時發現行業受教育差異的估計結果均不顯著，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據略失精確，因此解釋變量（idlm）分別使用了原始值（未進行人力資本控制）和調整值（進行人力資本控制）來做對比估計，具體結果見表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整值。從表2可以發現：8個模型都滿足擾動項一階序列自相關而二階序列未自相關的假設，這表明兩步差分GMM和系統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。具體系數估計方面，勞動力市場行業扭曲變量（idlm）的回歸系數符號均為負，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扭曲指數越小，勞動力市場的行業扭曲越嚴重，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收入差距之間的這種正向關系是穩健的。再則，對比模型（1）和（3）、（2）和（4）、（5）和（7）、（6）和（8）發現，它們的估計系數不但符號方向一致，數值大小和顯著性水平也差異很小，這意味著文章結論具有較強的穩健性，前文所提到的受教育年限和教育收益率數據略失精確問題并不影響本文結論的可靠性。從定量上看，勞動力市場行業扭曲（idlm）的回歸系數處于-0.1811到-0.0129之間，這意味著勞動力市場行業扭曲指數每提高1%，則行業收入差距將會降低0.1811%到0.0129%。如果采用標準化系數標準化系數是指解釋變量的回歸系數乘以解釋變量標準差的積與被解釋變量標準差的比值；與非標準化系數相比，標準化系數通常更有說服力。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扭曲對收入差距影響之大小，簡單轉換就可以得出模型（1）～（8）中勞動力市場行業扭曲的標準化系數分別為0.2634、0.3017、0.3583、0.3120、0.1401、0.0215、0.2463、0.0265，其中解釋變量（勞動市場行業扭曲）全體樣本的標準差分別為0.1093和0.1350，而被解釋變量（行業收入差距）全體樣本的標準差為0.0656。這表明在模型（1）～（8）中，勞動力市場行業扭曲可以分別解釋行業收入差距的26.34%、30.17%、35.83%、31.20%、14.01%、215%、24.63%、2.65%。

另外，在8個模型中，行業收入差距的一階滯后項和二階滯后項的回歸系數均在1%顯著性水平下顯著為正，這說明行業收入差距具有非常強的慣性?？刂谱兞恐械男袠I發展偏向度（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）和經濟開放度（eod）的回歸系數均為負，表明人均實際gdp或經濟開放度越高，行業收入差距越??；而行業發展偏向度（dgidp）回歸系數均為正，說明行業發展偏向度越強或城市化水平越高，行業收入差距將擴大。最后，非國有化程度（nosw）和行業開放度（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）穩健性檢驗

在2003年時，國家統計部門對行業劃分作出了變更，2002年以前各類宏觀經濟數據是按15個大行業劃分并統計的，2003以后則歸之于19個大行業。相應地，各省份也從2004開始使用新的行業標準進行分行業宏觀經濟數據統計。這樣2000-2003年與2004-2013年兩個時間段的數據統計口徑存在著不一致情況。詳細情況參見本文第二部分關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年期間的數據進行回歸估計，這樣既可以檢驗研究結論的穩健性，還能具體考察近10年里勞動力市場扭曲對行業收入差距的影響情況（見表3）。

對比表2和表3可發現，動態面板模型中各個變量回歸系數的符號和顯著性情況基本一致。總體來看，所得的研究結論還是穩健的。其中，勞動力市場行業扭曲變量（idlm）的回歸系數符號仍然都為負，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收入差距具有正向影響之結論具有較高的信度。其次，8個模型中行業收入差距的一階滯后項的回歸系數仍然均顯著為正，但其二階滯后項卻不再顯著，但這并不影響行業收入差距具有較強慣性的判斷。再則，控制變量中的行業發展偏向度（dgidp）不再顯著，人均實際gdp（lnrgdp）、經濟開放度（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，而且其回歸系數符號均為負，這表明行業開放度越高，行業收入差距越小。最后，模型（9）～（16）都滿足擾動項一階序列自相關而二階序列未自相關的假設，這說明兩步差分GMM和系統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，對本文研究結論的穩健性進行了進一步檢驗，結果并沒有改變本文的結論。由于篇幅問題，在此不再詳細列出。

五、結論及啟示

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向市場放開的同時，仍保留了對鐵路、電力、電信等行業的行政壟斷，使我國勞動力市場在行業上呈競爭-壟斷“二元”分割扭曲，進而引發了“扭曲產生扭曲”之行業收入分配嚴重失衡問題。本文對此進行了理論分析與實證檢驗。首先，本文基于行業進入壁壘強度視角將全國所有行業劃分為競爭和壟斷兩大部門，利用2000-2013年全國及22個省份的行業宏觀數據測度出我國勞動力市場行業扭曲指數，發現2000年以來我國勞動力市場行業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收入差距的影響，結果發現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收入差距均存在正影響，即勞動力市場行業扭曲越嚴重（對應指數越?。瑒t行業收入差距越大。最后，基于所估測的勞動力市場行業扭曲指數，通過構建動態面板模型運用GMM估計實證檢驗了勞動市場扭曲與行業收入差距之間的關系，得出我國勞動市場扭曲程度與行業收入差距之間的確存在著顯著且穩健的正向關系。

從本文結論可以得到如下啟示：首先，勞動力市場行業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“二元”分割，進而引起我國行業收入差距持續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秀勞動力排斥在壟斷行業之外進而造成生產潛能的浪費，更是打擊身處競爭行業勞動者的人力資本投資積極性，這將不利于我國經濟社會可持續發展，也背離了社會主義的本質。最后，必須進一步深化體制改革，特別是深化國有壟斷企業改革，通過引入戰略投資者、推進混合股份制改革、健全公司法人治理結構、完善和規范用工和薪酬制度，實現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一的、市場化的用工制度，促進行業間勞動力自由流動，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：西安交通大學經濟與金融學院

責任編輯：牛澤東endprint