壟斷和競爭性行業勞動報酬的比較研究
——以遼寧省為例

李 華 ，馬 進

（1.遼東學院 經濟學院，遼寧 丹東 118001；2.遼寧大學 經濟學院，遼寧 沈陽 110036）

伴隨著改革開放的深入，中國經濟發展迅速，然而收入差距問題凸顯，突出表現在城鄉收入勞動報酬、行業勞動報酬差距呈現持續拉大趨勢。遼寧作為東北老工業基地的龍頭老大，尤其是大型國有企業占據壟斷地位，其所在行業的職工收入遠遠高于競爭性行業的職工收入，由此導致行業勞動報酬差距的變化，這是行業間工資差距的主要原因。

根據《國民經濟行業分類和代碼表》（GB/T4754-2017）實施新的分類標準，本文選取了國民經濟中13個主要以營利為目的的行業（即從全部20個門類中剔除了生產活動主要不發生在城鎮的農林牧漁業、不以營利為目的的行業，包括科學研究、技術服務和地質勘查業、教育、衛生、社會保障和社會福利業、文化體育和娛樂業、公共管理與社會組織、國際組織）為重點研究對象，包括采礦業、制造業、電力燃氣及水的生產和供應業、建筑業、交通運輸倉儲和郵政業、信息傳輸計算機服務和軟件業、批發和零售業、住宿和餐飲業、金融業、房地產業、租賃和商務服務業、水利環境和公共設施管理業、居民服務和其他服務業。這種選擇標準使得數據可比性得到保證，所有數據均來自《遼寧省統計年鑒》（2004—2016）和遼寧省國民經濟和社會發展統計公報。

一、行業壟斷程度及其勞動報酬差距指標體系構建

1.對行業壟斷程度的測度可以從行政壟斷、自然壟斷和市場壟斷三個角度進行。現有研究發現行業行政壟斷與自然壟斷高度相關。因而，用行業行政壟斷程度可以很好地代表自然壟斷程度[1]。特別是針對我國轉型期特點，目前行業存在的壟斷并非指向企業規模，主要指向國有經濟成分對行業控制程度。所以，用行業行政壟斷程度相關指標可以很好地測度行業壟斷程度。由于不論是什么行業，所有制結構多元化、國有經濟比重下降是個必然的趨勢，因此，用行業行政壟斷程度的絕對數很難測度行業壟斷程度，本文選擇相對壟斷程度來刻畫行業壟斷程度，如表1所示，當相對壟斷程度大于等于1時，該行業為競爭性行業；當相對壟斷程度小于1時，該行業為壟斷性行業。

2.對行業勞動報酬差距可以從絕對工資、相對工資、斯皮爾曼等級相關系數三個方面具體分析[2][3]。其中，行業職工平均工資代表該行業勞動報酬絕對水平，并用行業最高工資與最低工資的極值差和極值比來反映行業勞動報酬差距。當最高工資與最低工資的極值差和極值比越大，說明行業間收入差距越大；相對收入水平的變化選用相對工資來反映；行業勞動報酬模式的變化可以用斯皮爾曼等級相關系數進行分析，值在[-1，1]，取值越接近-1，說明行業平均工資排名變化大，即行業勞動報酬差距模式發生變化；反之，取值越接近1，說明行業勞動報酬模式沒有變化（具體見表1）。

表1 行業壟斷程度及其勞動報酬差距指標

二、遼寧行業壟斷程度及其勞動報酬差距的測度

（一）遼寧行業相對壟斷程度及其差異的變化趨勢

根據表2，從行業相對壟斷程度看，將電力燃氣及水的生產和供應業、交通運輸倉儲和郵政業、信息傳輸計算機服務和軟件業、金融業、租賃和商務服務業、水利環境和公共設施管理業，居民服務和其他服務業等7個行業歸為壟斷性行業；將采礦業、制造業、建筑業、批發和零售業、住宿和餐飲業、房地產業等6個行業歸為競爭性行業。由表1可知，2004—2015年遼寧省壟斷性行業的相對壟斷程度越來越大，表明其壟斷性不斷增強；競爭性行業的相對壟斷程度越來越小，表明其競爭性不斷下降，競爭程度不斷加強。

行業壟斷程度差異可以用行業相對壟斷程度的標準差來表示。由表1最后一列可知，行業相對壟斷程度的標準差由2004年的0.446增加到2015年的0.980，表明遼寧省行業間壟斷程度的差異越來也大，壟斷性行業壟斷程度在不斷增加，競爭性行業壟斷程度在下降。

表2 遼寧省2004—2015年行業相對壟斷程度及其差異

（二）基于斯皮爾曼等級相關系數的分析

1.行業勞動報酬絕對差距分析

第一，行業最高工資與最低工資的極值差和極值比變化分析。如圖1，遼寧省2004—2015年13個行業最高工資與最低工資的極值差和極值比顯著增大，表明2004—2015年遼寧省行業勞動報酬差距不斷增大。如2015年金融業職工平均工資最大為100 595元，水利環境和公共設施管理業職工平均工資最小為34 148元，可知金融業職工平均工資為水利環境和公共設施管理業的2.946倍。

圖1 2004—2015年遼寧部分行業最高工資與最低工資的極值差與極值比

第二，壟斷性和競爭性行業職工平均工資比較。如圖2，遼寧省2004—2015年遼寧省壟斷性行業的職工平均工資顯著大于競爭性行業職工平均工資，兩者之間的差距呈現擴大趨勢，表明遼寧省壟斷性行業普遍獲取高收入，然而競爭性行業勞動報酬水平偏低。進一步證實行業勞動報酬差距拉大的主要原因歸于行業壟斷程度。

圖2 2004—2015年遼寧部分行業平均職工工資比較

2.相對工資的變化分析

第一，壟斷性和競爭性行業相對工資的變化趨勢。由表3可知，2004—2015年壟斷性行業中除了租賃和商務服務、水利環境和公共設施管理業、居民服務和其他服務的相對工資小于1之外，電力燃氣及水的生產和供應業、交通運輸倉儲和郵政業、信息傳輸計算機服務和軟件業、金融業的相對工資均大于1，說明壟斷性行業職工平均工資大于全社會職工平均工資；除了信息傳輸、計算機服務和軟件業的相對工資有所下降外，其他三個壟斷性行業的相對工資均有上升趨勢。競爭行業中除了采礦業的相對工資大于1之外，其他競爭性行業的相對工資均小于1，說明競爭性行業職工平均工資基本上都小于全社會職工平均工資，而且它們的相對工資都呈現明顯下滑趨勢。因此，將壟斷性行業和競爭性行業對比發現，遼寧省壟斷性行業勞動報酬水平要大于競爭性行業勞動報酬水平，而且它們之間的差距呈現擴大趨勢。

第二，行業相對工資差異的變化趨勢。最近12年遼寧省行業相對工資標準差由0.442下降至0.357，說明從2004—2015年遼寧省行業相對工資水平的差異所有縮減，進一步也說明了遼寧省行業勞動報酬的差距有所縮小。結合（1）中分析，可以得到結論：2004—2015年遼寧省行業勞動報酬水平的差異主要是由壟斷性行業和非壟斷性行業勞動報酬水平的差距導致，但近年來這種差異有所縮減。

3.行業勞動報酬差距模式的變化分析

由圖3可知，2004—2015年遼寧省行業職工平均工資兩年度間的斯皮爾曼等級相關系數均大于0.95，而且有不斷增大的趨勢。因此，可以認為2004—2015年遼寧省行業勞動報酬差距模式限于僵化，即壟斷性行業的地位更加穩定，壟斷性行業和競爭性行業勞動報酬水平的排名變化不大，壟斷性行業始終處于高收入水平，競爭性行業處于低收入水平。

圖3 2004—2015年遼寧部分行業職工平均工資的斯皮爾曼等級相關系數

三、基于面板數據模型的遼寧分行業差異與壟斷程度實證分析

（一）遼寧分行業相對工資差異和相對壟斷程度差異的相關分析

表3 遼寧省2004—2015年行業相對工資及其差異

由以上分析可知，2004—2015年遼寧省行業相對工資的標準差下降，相對壟斷程度的標準差上升，說明遼寧省行業勞動報酬差距有所縮小，但是行業壟斷程度差異不斷擴大。通過兩者散點圖可知，兩者之間具有顯著的負相關關系。通過計算Pearson相關系數，可得兩者之間的相關系數為-0.771。通常情況下相關系數在0.6-0.8之間就可以斷定兩個變量是強相關的，因而認為遼寧省行業勞動報酬差距和行業壟斷程度之間具有很強的相關關系。

（二）遼寧分行業相對工資和相對壟斷程度的面板數據檢驗

1.面板數據模型檢驗

假如相對壟斷程度對相對勞動報酬的影響規律不隨時間或行業變化，則可以通過面板數據模型較為準確地測度影響系數，而如果影響隨時間差異或行業差異發生改變，則認為面板數據模型的截距項無法通過穩定性檢驗或系數項無法通過一致性檢驗。通常而言，一般的線性面板數據模型為：yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+…+βkixkit+μiti=1，2，…，N；t=1，2，…，T（1）

其中，N是截面成員個數，t是每個截面成員的樣本觀測時期數，k是非常數項解釋變量的個數。yit是因變量，xit是k個解釋變量，αi表示截距項，β1i…βki表示對應于 k 個解釋變量的系數，μit為隨機擾動項，且滿足線性回歸經典假定。

根據不同個體參數是否發生變化，面板數據模型可以分為三種類型：變截距模型、變系數模型和混合回歸模型。在對面板數據模型進行估計時，至于數據適合于哪種模型，需要對所建立的模型形式進行檢驗。檢驗兩個原假設：

H0：模型（1）中截距項不同，但是解釋變量系數相同，該模型轉化為：5個行業中為正，其他8個行業中為負，而且有7個行業的系數無法通過顯著性檢驗。這說明在同一個行業內部，即使壟斷程度在不同年份出現一定的上升或下降，也不足以影響該行業的平均勞動報酬。

H1：模型（1）中截距項和解釋變量系數相同，該模型轉化為：

表4 遼寧省2004—2015年分行業時間序列數據模型參數估計結果

模型檢驗統計量：

其中，模型（1）、（2）和（3）的殘差平方和分別為 S1、S2、S3。在假設 H1成立條件下，F2服從自由度分別為（N-1）（k+1）和 N（T-k-1）的 F 分布。若統計量F2的絕對值小于給定顯著性水平下的相應臨界值，則接受假設H1，表明樣本數據適合模型（3），反之亦然。在假設H0成立條件下，F1服從自由度分別為（N-1）k和N（T-k-1）的F分布。若統計量F1的絕對值小于給定顯著性水平下的相應臨界值，則接受假設H0，表明樣本數據適合模型（2），反之亦然。

對于本文，N=13，T=19，k=1；S1=0.491，S2=1.027，S3=19.435。經過計算，統計量F2=208.970，大于顯著性水平5%下的F分布臨界值1.64，因此，拒絕假設H2。進一步，經計算可得統計量F1=11.821，大于顯著性水平5%下的F分布臨界值1.86，所以拒絕H1，因此，本文的樣本數據既不適用于固定系數模型也不適用于固定截距模型，也不適用統一的面板數據模型，只能分別運用各年度和各行業的情況進行獨立分析。

2.時間序列數據分析

分別對各行業不同年度的時間序列數據進行回歸分析，由表4發現回歸系數沒有明顯的規律，行業內部的壟斷程度變化對該行業的勞動報酬影響不明顯。在全部13個行業中，回歸系數的符號在

3.截面數據分析

根據表5各個年度的截面數據回歸分析可知：各個年度的回歸系數相差很小，基本上處于0.04至0.11的范圍內波動，各個系數的檢驗參數也非常相近。這表明在不同行業之間，壟斷程度對勞動報酬的影響非常顯著，無論處于哪一個年度，影響的程度都比較接近。

表5 遼寧省2004—2015年分時段截面數據模型參數估計結果

面板數據模型檢驗、時間序列數據分析和截面數據分析的結果顯示：壟斷程度對勞動報酬的影響不是獨立的，需要以年度差異或行業差異為條件才能發生作用，而以年度差異為條件的影響是不確定的，無論是影響方向（影響大小）都不存在明顯規律；然而以行業差異為條件的影響是相對確定的，影響系數在0.04至0.11之間，即在不同行業條件下，相對壟斷程度每增加一個百分點，將會帶來相對勞動報酬增加0.04至0.11個百分點。從2004—2015年的12年時間里，各個行業之間的壟斷程度差異對勞動報酬差異影響較大，而這種影響程度在此段時間內的變化不大。

四、結論及建議

結合上述分析，得到以下基本結論：2004—2015年遼寧省行業壟斷程度的差異在拉大，壟斷性行業壟斷程度越來越高，競爭性行業壟斷程度在降低，競爭程度在加大；行業勞動報酬差距擴大，壟斷性行業勞動報酬水平高于競爭性行業勞動報酬水平；行業壟斷程度與行業勞動報酬水平基本上是負相關的，即行業壟斷程度決定行業勞動報酬水平。現實中壟斷勢力勢必減弱市場競爭，降低市場效率，導致不公平競爭，削弱經濟發展動力，加劇分配不公的社會矛盾。建議實施具體政策如下。

第一，深化經濟體制改革，逐步打破行政壟斷。政府積極鼓勵競爭，推行國民待遇，放寬非公經濟和民間投資的準入門檻[4]。貫徹執行《反壟斷法》，逐步改革完善壟斷行業及國有大企業效率低、市場超強壟斷的局面。充分發揮市場機制的調節作用，通過市場競爭實現資源有效配置[5]。

第二，深化行政管理體制改革，實行政企分開。理順政府和市場的關系，加快政企分開改革步伐，使得國企成為現代企業；加大投融資體制改革力度，放寬投資空間，鼓勵非公經濟和民營企業發展；在市場失靈時政府需要充分發揮政府宏觀調控作用，建立高效、廉潔的服務型政府。

第三，推進收入分配制度改革，縮小收入差距。推進結構性稅收改革力度，不斷提高低收入行業及其群體收入水平，逐步縮小行業間收入差距；加大國有大型企業以及壟斷行業體制改革，尤其是提高壟斷企業、行業占有資源和市場對社會的責任和貢獻，使得全國國民分享改革“紅利”[6]。