張世偉　劉青飛

摘 要：本文基于2002年和2007年中國(guó)居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)，利用工資收入方程和反事實(shí)分析方法研究行業(yè)壟斷勢(shì)力對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民工資不平等的影響。結(jié)果表明，壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)差異對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民工資不平等貢獻(xiàn)約占30%，并且有逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)。壟斷行業(yè)對(duì)工資不平等的影響過(guò)大不利于競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)的完善和發(fā)育，因此，要調(diào)控各類行業(yè)工資使之處于合理水平。

關(guān)鍵詞：工資不平等；壟斷行業(yè)；反事實(shí)分析

中圖分類號(hào)：F244 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2014）05-0010-05

一、引 言

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民工資不平等有擴(kuò)大的趨勢(shì)，2013年1月18日國(guó)家統(tǒng)計(jì)局首次公布的2003—2012年的基尼系數(shù)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(xiàn)倒U型曲線，并且近十年來(lái)中國(guó)的基尼系數(shù)一直處于0.400的國(guó)際警戒線上方，這種現(xiàn)象引起很多學(xué)者的關(guān)注。近十年來(lái)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)和相關(guān)勞動(dòng)力市場(chǎng)制度變化導(dǎo)致了不同行業(yè)的工人就業(yè)機(jī)會(huì)和收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。根據(jù)2010年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，中國(guó)證券業(yè)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(yè)的差距達(dá)11倍。人力資源和社會(huì)保障部工資研究所發(fā)布的最新數(shù)據(jù)顯示這一差距擴(kuò)大到了15倍。如果把證券業(yè)歸到金融業(yè)一并計(jì)算，行業(yè)差距也高達(dá)6倍。根據(jù)人力資源和社會(huì)保障部國(guó)際勞工保障研究所提供的資料，中國(guó)行業(yè)工資差距已躍居世界之首。如此巨大的行業(yè)工資差距在很大程度上是由于市場(chǎng)準(zhǔn)入方面的行政管制所致。經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社出版的《中國(guó)居民收入分配年度報(bào)告（2012）》分析張東生認(rèn)為行政性壟斷行業(yè)的收入有1/3是靠各類特許經(jīng)營(yíng)權(quán)獲得的[1]。準(zhǔn)確地衡量壟斷行業(yè)工資差距對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民工資不平等的貢獻(xiàn)，并且提出相應(yīng)的政策建議來(lái)抑制這種不合理的行業(yè)工資差距是當(dāng)前學(xué)者研究的主要問(wèn)題。

以往關(guān)于這方面的研究主要集中于壟斷等制度性因素對(duì)收入不平等的影響。研究壟斷和非壟斷行業(yè)對(duì)居民工資不平等影響的文章有很現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)意義：首先，隨著市場(chǎng)化程度的進(jìn)一步完善和城鎮(zhèn)化建設(shè)的推進(jìn)，個(gè)體勞動(dòng)者的工資收入占總收入的比重越來(lái)越大，工人薪酬體制的建立和規(guī)范可以獲得更真實(shí)的數(shù)據(jù)導(dǎo)致研究工資分布和工資差距更具有現(xiàn)實(shí)意義。其次，我國(guó)的收入不平等主要是以一個(gè)家庭為單位，家庭成員的異質(zhì)性也導(dǎo)致各個(gè)成員工資分布可能不相同，基于單個(gè)勞動(dòng)者個(gè)體的工資不平等能更細(xì)致研究中國(guó)居民工資分布情況。最后，本文研究壟斷行業(yè)差異對(duì)工資不平等的影響，不同行業(yè)之間差異主要體現(xiàn)在工資性收入的差異。

有關(guān)壟斷行業(yè)和收入不平等關(guān)系的文章近幾年逐漸增多，但是基于壟斷勢(shì)力對(duì)工資不平等影響文章較少。郝大海和李璐璐[2]研究中國(guó)向社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中“區(qū)域差異改革”和“國(guó)家壟斷部門(mén)”兩種因素對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響。認(rèn)為不同區(qū)域的資源稟賦、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)和國(guó)家壟斷勢(shì)力等因素都可能影響到收入分配模式的變化。，但是由于過(guò)多的假設(shè)條件不一定完全符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況，并且沒(méi)有計(jì)算出各個(gè)因素對(duì)不平等的貢獻(xiàn)程度，因此需要進(jìn)一步的完善。王弟海[3]以理論和圖形推導(dǎo)的方式研究了壟斷與非壟斷市場(chǎng)和最低工資對(duì)收入不平等的影響，認(rèn)為壟斷市場(chǎng)會(huì)加劇工資的不平等，但是最低工資對(duì)收入不平等的影響方向是不確定的，取決于均衡狀態(tài)下勞動(dòng)需求彈性的大小、勞動(dòng)力市場(chǎng)的勢(shì)力和行業(yè)的壟斷勢(shì)力。陳釗等[4]通過(guò)收入決定方程的回歸計(jì)算分析了各類經(jīng)濟(jì)因素對(duì)行業(yè)間工資差距的影響，并基于基尼系數(shù)的分解計(jì)算了包括壟斷性因素等各類變量對(duì)不平等的貢獻(xiàn)度，得出了一些有意義的結(jié)論。

以前的定量研究都是基于回歸和分解方法來(lái)探討壟斷勢(shì)力對(duì)工資不平等影響，主要用的是Juhn等[5]的分解方法，分解過(guò)程中沒(méi)有明確提出其他因素對(duì)工資不平等影響。本文利用反事實(shí)的思想，用非壟斷行業(yè)工資回報(bào)率來(lái)預(yù)測(cè)壟斷行業(yè)工資水平，研究壟斷勢(shì)力對(duì)工資不平等的影響。

二、數(shù)據(jù)描述

本文中用的數(shù)據(jù)是2002年和2007年中國(guó)家庭住戶調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIPS），價(jià)格平減指數(shù)參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的宏觀調(diào)查數(shù)據(jù)。通過(guò)城鎮(zhèn)居民價(jià)格指數(shù)平減2002年至2007年的工資數(shù)據(jù)，然后生成了小時(shí)工資對(duì)數(shù)數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)刪除之后，最終的樣本數(shù)量是19 451個(gè)，其中2002年的樣本量為12 344，2007年的樣本數(shù)據(jù)為7 107。本文利用的主要變量有小時(shí)工資對(duì)數(shù)、性別、地區(qū)、教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)、工作類型和工作單位類型等，其中教育年限是實(shí)際接受教育的時(shí)間而不是教育水平的虛擬變量，主要是因?yàn)楸疚睦玫男r(shí)工資對(duì)數(shù)，在分解過(guò)程第一步工資回歸方程中有估計(jì)的教育年限的系數(shù)有明確的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，即教育年限的回歸系數(shù)就是所謂的教育回報(bào)率。地區(qū)變量分成東部、中部和西部地區(qū)，在回歸方程中生成相應(yīng)的虛擬變量并且以東部地區(qū)作為對(duì)照組。職業(yè)種類變量包括負(fù)責(zé)人員、技術(shù)人員、辦事人員、操作人員和其他人員等五類虛擬變量，以負(fù)責(zé)人員作為對(duì)照組。根據(jù)城鎮(zhèn)居民的工作單位性質(zhì)分為政府機(jī)關(guān)、事業(yè)單位、國(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)和其他企業(yè)。同地區(qū)變量一樣，也生成了相應(yīng)的虛擬變量，以政府機(jī)關(guān)作為對(duì)照組。本文主要研究工人所處的行業(yè)是否存在壟斷勢(shì)力而將行業(yè)分為壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)，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(yùn)輸和郵電等行業(yè)作為壟斷行業(yè)，并且根據(jù)文中所用數(shù)據(jù)的特點(diǎn)加入了房地產(chǎn)、銀行保險(xiǎn)等行業(yè)作為補(bǔ)充，而將剩余的行業(yè)歸并為非壟斷行業(yè)。

通過(guò)比較表1中2002年和2007年中國(guó)城鎮(zhèn)居民的工資數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)個(gè)體的對(duì)數(shù)小時(shí)工資和平均教育水平都有了明顯的提升，但是經(jīng)驗(yàn)和經(jīng)驗(yàn)平方的平均數(shù)值略微下降，勞動(dòng)個(gè)體平均經(jīng)驗(yàn)數(shù)值的減少有可能是因?yàn)槭芙逃龝r(shí)間增加導(dǎo)致參加工作時(shí)間延后。分析其他虛擬變量可以發(fā)現(xiàn)，2002年和2007年這些數(shù)值變化都相對(duì)平緩，說(shuō)明樣本的選取比較科學(xué)和均勻。

表2中可以明顯看出2002年和2007年廣義熵指數(shù)中不同α值所代表的工資不平等指標(biāo)都有一定程度的變化，根據(jù)廣義熵指數(shù)定義可知其具有對(duì)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(duì)于分布頂端的差異敏感性越大，α越小則對(duì)于分布底端的差異敏感性越大。通過(guò)表2可以看出，當(dāng)α=2時(shí)，2007年的數(shù)值大約是2002年的2.4倍，而當(dāng)α=1和α=0時(shí)兩年的變化相對(duì)較小，前者增長(zhǎng)了32.3%，后者僅僅增長(zhǎng)了2%。通過(guò)對(duì)兩年基尼系數(shù)的計(jì)算可以發(fā)現(xiàn)這兩年的工資不平等上升了17.16%。

進(jìn)一步分析可以發(fā)現(xiàn)，中低工資水平差距指標(biāo)10-50的變化2002年比2007年的數(shù)值小，說(shuō)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(shì)，而表示中高工資收入水平的指標(biāo)90-50變化趨勢(shì)正常，上升了25.75%，三個(gè)不同指標(biāo)及其變化趨勢(shì)和廣義熵指數(shù)變化趨勢(shì)是一致的，從側(cè)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(xiàn)，這也為本文繼續(xù)研究壟斷行業(yè)對(duì)工資不平等的影響提供了事實(shí)依據(jù)。

三、模型的設(shè)定

本文利用2002年和2007年數(shù)據(jù)作為研究樣本，每年都按照兩個(gè)步驟來(lái)做，即先估計(jì)勞動(dòng)參與方程，然后估計(jì)工資收入對(duì)數(shù)方程，樣本數(shù)據(jù)在現(xiàn)實(shí)生活中都有未參加勞動(dòng)的個(gè)體，如果僅基于參與勞動(dòng)的個(gè)體（有工資的個(gè)體）的樣本估計(jì)工資方程，將可能產(chǎn)生樣本選擇偏差問(wèn)題，因此應(yīng)考慮個(gè)體參與決策的影響因素，本文利用Heckman兩階段估計(jì)方法修正樣本選擇偏差。

四、實(shí)證結(jié)果分析

按照上述模型和反事實(shí)的方法本文對(duì)2002年和2007年的壟斷和非壟斷行業(yè)分別進(jìn)行了回歸，其結(jié)果如表4所示。比較2002年和2007年的總體回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)2007年的教育回報(bào)率和經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率都比2002年的數(shù)值大，通過(guò)系數(shù)變化可以看出性別這一變量對(duì)工資差距擴(kuò)大有正向影響。

這說(shuō)明了人力資本中教育水平和經(jīng)驗(yàn)對(duì)工資水平的影響越來(lái)越大。女性和婚姻這兩個(gè)虛擬變量的系數(shù)是負(fù)數(shù)（2002年婚姻變量沒(méi)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，沒(méi)有代表性），說(shuō)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(shù)仍然比2002年大（絕對(duì)值）。地區(qū)虛擬變量中相對(duì)于東部地區(qū)，中西部地區(qū)工資水平較低，變量的系數(shù)都符合模型預(yù)期，比較這兩年的系數(shù)還可以看出2007年比2002系數(shù)變大，這說(shuō)明地區(qū)的工資差異對(duì)工資不平等也有著正向的貢獻(xiàn)。職業(yè)種類中的負(fù)責(zé)人員和工作單位類型中的政府人員這兩個(gè)虛擬變量在回歸方程中作為對(duì)照變量，其余對(duì)應(yīng)變量都是負(fù)數(shù)，這一結(jié)果表明負(fù)責(zé)人員和政府相關(guān)人員這兩類群體工資收入處于較高水平。

通過(guò)橫向比較可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)的系數(shù)都很小，在數(shù)據(jù)描述中確實(shí)也可以看出這類群體處于市場(chǎng)中壟斷地位，有較高的工資收入和福利待遇。

非壟斷行業(yè)的教育回報(bào)率和經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率都小于壟斷行業(yè)相對(duì)應(yīng)的系數(shù)，這說(shuō)明壟斷行業(yè)確實(shí)有著更高的回報(bào)率。性別和婚姻虛擬變量對(duì)工資收入的影響和全部樣本回歸的系數(shù)方向一樣，這里就不再贅述。經(jīng)驗(yàn)變量的系數(shù)都是正數(shù)，經(jīng)驗(yàn)的平方項(xiàng)都是負(fù)數(shù)，2002年和2007年分別回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)這與人力資本理論相符合。通過(guò)比較表4中經(jīng)驗(yàn)平方項(xiàng)在2002年和2007年都是壟斷行業(yè)小于非壟斷行業(yè)，說(shuō)明經(jīng)驗(yàn)平方對(duì)壟斷行業(yè)工資收入的影響小于對(duì)非壟斷行業(yè)工資收入的影響，這也從側(cè)面說(shuō)明處于壟斷行業(yè)的群體，由于壟斷勢(shì)力的存在導(dǎo)致其收入隨經(jīng)驗(yàn)平方下降很小的幅度。比較這兩年經(jīng)驗(yàn)的系數(shù)可以看出，2002年經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率壟斷行業(yè)是非壟斷行業(yè)的3.81倍，而2007年此系數(shù)為1.64倍，這說(shuō)明兩組群體經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率的差距變小。

表4中最下面兩個(gè)變量常數(shù)項(xiàng)和逆米爾斯比都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明樣本選擇偏差確實(shí)存在，加入逆米爾斯比是完全必要的，橫向比較整個(gè)表4可以看出，對(duì)于工資收入有正向影響的變量系數(shù)大部分都是2007年大于2002年，有負(fù)向影響的變量系數(shù)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(jié)果所導(dǎo)致。

通過(guò)表5可以清晰地看出表4的回歸結(jié)果所預(yù)測(cè)出來(lái)的各項(xiàng)不平等指標(biāo)的數(shù)值，對(duì)于單獨(dú)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(bào)率即回歸系數(shù)，而非壟斷行業(yè)剛好相反，各自預(yù)測(cè)的結(jié)果就是各類不平等指標(biāo)是三者之后最大的，反事實(shí)預(yù)測(cè)的結(jié)果是本文最主要的部分，因?yàn)槔梅菈艛嘈袠I(yè)的系數(shù)來(lái)預(yù)測(cè)處于壟斷行業(yè)個(gè)體的工資收入水平其回報(bào)率必然降低，結(jié)果也證實(shí)其基尼系數(shù)和廣義熵指數(shù)是最小的，通過(guò)計(jì)算我們可以發(fā)現(xiàn)反事實(shí)預(yù)測(cè)與總體預(yù)測(cè)的差值是單獨(dú)預(yù)測(cè)和反事實(shí)預(yù)測(cè)差值的27.13%，是單獨(dú)預(yù)測(cè)和總體預(yù)測(cè)差值的37.23%，通過(guò)計(jì)算90-10分位點(diǎn)這三種之間的差值也可以得出，總體預(yù)測(cè)與反事實(shí)預(yù)測(cè)的90-10分位點(diǎn)的差值是單獨(dú)預(yù)測(cè)和反事實(shí)預(yù)測(cè)差值的28.31%，所占單獨(dú)預(yù)測(cè)和總體預(yù)測(cè)差值的39.47%，從這兩個(gè)具有代表性的指標(biāo)可以看出，區(qū)分壟斷和非壟斷行業(yè)所帶來(lái)的工資不平等的上升是顯而易見(jiàn)的，工資不平等中壟斷勢(shì)力所造成的不平等程度大約占28%左右。

利用2007年的回歸預(yù)測(cè)值來(lái)計(jì)算工資不平等指標(biāo)如表6所示，可以得出和表5很類似的結(jié)果。從結(jié)果中可以看出，2007年的工資不平等程度大于2002年的結(jié)果，其中對(duì)基尼系數(shù)的分析可以看出，反事實(shí)預(yù)測(cè)和總體預(yù)測(cè)的差值所占單獨(dú)預(yù)測(cè)與反事實(shí)預(yù)測(cè)差值的比例為29.19%，而前者的差值是單獨(dú)預(yù)測(cè)與總體預(yù)測(cè)差值的41.22%，這個(gè)計(jì)算結(jié)果相比2002年都有所上升，通過(guò)對(duì)比90-10分位點(diǎn)的變化我們可以看到相類似的比值，例如反事實(shí)預(yù)測(cè)與總體預(yù)測(cè)的90-10分位點(diǎn)的差值所占單獨(dú)預(yù)測(cè)與總體預(yù)測(cè)90-10分位點(diǎn)差值的比例為24.47%，而相對(duì)應(yīng)的占單獨(dú)預(yù)測(cè)與總體預(yù)測(cè)90-10差值的32.40%，這個(gè)結(jié)果和2002年的數(shù)值相比變小了。同時(shí)，通過(guò)綜合比較可以發(fā)現(xiàn)，工資不平等的10-50分位點(diǎn)穩(wěn)定在0.5000附近，這一點(diǎn)和真實(shí)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(shù)和90-10分位點(diǎn)的數(shù)值變化來(lái)衡量。

綜合2002年和2007年的數(shù)據(jù)，可以看出壟斷勢(shì)力對(duì)工資不平等的影響是確實(shí)存在的，通過(guò)反事實(shí)模型的計(jì)算，進(jìn)而求出具體的數(shù)值，筆者發(fā)現(xiàn)壟斷行業(yè)對(duì)總體工資不平等的貢獻(xiàn)大約為28%—30%。

五、結(jié) 論

本文應(yīng)用收入方程，通過(guò)反事實(shí)的思想和在收入方程中加入逆米爾斯比來(lái)研究壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)中工資不平等問(wèn)題，并計(jì)算壟斷行業(yè)對(duì)工資不平等的具體影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，壟斷行業(yè)由于壟斷勢(shì)力存在，確實(shí)存在工資不平等，通過(guò)對(duì)回歸結(jié)果的分析和各類不平等指標(biāo)的計(jì)算，筆者發(fā)現(xiàn)壟斷勢(shì)力大約占工資不平等的30%左右，也可以說(shuō)工資不平等中壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)的分割之一因素所占的貢獻(xiàn)大約為30%。

本文研究和其他研究壟斷勢(shì)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(biāo)的方法，分解出來(lái)不同因素所占的比重，而本文基于反事實(shí)的思想可以將壟斷勢(shì)力作為一個(gè)整體來(lái)研究其對(duì)工資不平等的影響，壟斷行業(yè)作為一個(gè)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)尤其存在的必要性，但是壟斷勢(shì)力帶來(lái)的尋租行為和市場(chǎng)紊亂就不是政府想要的結(jié)果，因?yàn)榘盐蘸脡艛鄤?shì)力的大小和力度，是政策制定者所面臨的嚴(yán)峻問(wèn)題，政府要加強(qiáng)價(jià)格、工資、馮本等方面的監(jiān)督管理，同時(shí)要落實(shí)好相關(guān)的法律法規(guī)，保證參與市場(chǎng)活動(dòng)的勞動(dòng)者的合法權(quán)益。

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[6] 岳希明，李實(shí)，史泰麗.壟斷行業(yè)高收入問(wèn)題探討[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2010，（3）：7-93.

（責(zé)任編輯：劉 艷）

綜合2002年和2007年的數(shù)據(jù)，可以看出壟斷勢(shì)力對(duì)工資不平等的影響是確實(shí)存在的，通過(guò)反事實(shí)模型的計(jì)算，進(jìn)而求出具體的數(shù)值，筆者發(fā)現(xiàn)壟斷行業(yè)對(duì)總體工資不平等的貢獻(xiàn)大約為28%—30%。

五、結(jié) 論

本文應(yīng)用收入方程，通過(guò)反事實(shí)的思想和在收入方程中加入逆米爾斯比來(lái)研究壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)中工資不平等問(wèn)題，并計(jì)算壟斷行業(yè)對(duì)工資不平等的具體影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，壟斷行業(yè)由于壟斷勢(shì)力存在，確實(shí)存在工資不平等，通過(guò)對(duì)回歸結(jié)果的分析和各類不平等指標(biāo)的計(jì)算，筆者發(fā)現(xiàn)壟斷勢(shì)力大約占工資不平等的30%左右，也可以說(shuō)工資不平等中壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)的分割之一因素所占的貢獻(xiàn)大約為30%。

本文研究和其他研究壟斷勢(shì)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(biāo)的方法，分解出來(lái)不同因素所占的比重，而本文基于反事實(shí)的思想可以將壟斷勢(shì)力作為一個(gè)整體來(lái)研究其對(duì)工資不平等的影響，壟斷行業(yè)作為一個(gè)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)尤其存在的必要性，但是壟斷勢(shì)力帶來(lái)的尋租行為和市場(chǎng)紊亂就不是政府想要的結(jié)果，因?yàn)榘盐蘸脡艛鄤?shì)力的大小和力度，是政策制定者所面臨的嚴(yán)峻問(wèn)題，政府要加強(qiáng)價(jià)格、工資、馮本等方面的監(jiān)督管理，同時(shí)要落實(shí)好相關(guān)的法律法規(guī)，保證參與市場(chǎng)活動(dòng)的勞動(dòng)者的合法權(quán)益。

參考文獻(xiàn)：

[1] 張東生.中國(guó)居民收入分配年度報(bào)告（2012）[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2013.50-51.

[2] 郝大海，李璐璐.區(qū)域差異改革中的國(guó)家壟斷與收入不平等——基于2003 年全國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查資料[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2006，（2）：110-124.

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

[4] 陳釗，萬(wàn)廣華，陸銘.行業(yè)間不平等： 日益重要的城鎮(zhèn)收入差距成因——基于回歸方程的分解[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，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(shí)，史泰麗.壟斷行業(yè)高收入問(wèn)題探討[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2010，（3）：7-93.

（責(zé)任編輯：劉 艷）

綜合2002年和2007年的數(shù)據(jù)，可以看出壟斷勢(shì)力對(duì)工資不平等的影響是確實(shí)存在的，通過(guò)反事實(shí)模型的計(jì)算，進(jìn)而求出具體的數(shù)值，筆者發(fā)現(xiàn)壟斷行業(yè)對(duì)總體工資不平等的貢獻(xiàn)大約為28%—30%。

五、結(jié) 論

本文應(yīng)用收入方程，通過(guò)反事實(shí)的思想和在收入方程中加入逆米爾斯比來(lái)研究壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)中工資不平等問(wèn)題，并計(jì)算壟斷行業(yè)對(duì)工資不平等的具體影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，壟斷行業(yè)由于壟斷勢(shì)力存在，確實(shí)存在工資不平等，通過(guò)對(duì)回歸結(jié)果的分析和各類不平等指標(biāo)的計(jì)算，筆者發(fā)現(xiàn)壟斷勢(shì)力大約占工資不平等的30%左右，也可以說(shuō)工資不平等中壟斷行業(yè)和非壟斷行業(yè)的分割之一因素所占的貢獻(xiàn)大約為30%。

本文研究和其他研究壟斷勢(shì)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(biāo)的方法，分解出來(lái)不同因素所占的比重，而本文基于反事實(shí)的思想可以將壟斷勢(shì)力作為一個(gè)整體來(lái)研究其對(duì)工資不平等的影響，壟斷行業(yè)作為一個(gè)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)尤其存在的必要性，但是壟斷勢(shì)力帶來(lái)的尋租行為和市場(chǎng)紊亂就不是政府想要的結(jié)果，因?yàn)榘盐蘸脡艛鄤?shì)力的大小和力度，是政策制定者所面臨的嚴(yán)峻問(wèn)題，政府要加強(qiáng)價(jià)格、工資、馮本等方面的監(jiān)督管理，同時(shí)要落實(shí)好相關(guān)的法律法規(guī)，保證參與市場(chǎng)活動(dòng)的勞動(dòng)者的合法權(quán)益。

參考文獻(xiàn)：

[1] 張東生.中國(guó)居民收入分配年度報(bào)告（2012）[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2013.50-51.

[2] 郝大海，李璐璐.區(qū)域差異改革中的國(guó)家壟斷與收入不平等——基于2003 年全國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查資料[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2006，（2）：110-124.

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

[4] 陳釗，萬(wàn)廣華，陸銘.行業(yè)間不平等： 日益重要的城鎮(zhèn)收入差距成因——基于回歸方程的分解[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，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(shí)，史泰麗.壟斷行業(yè)高收入問(wèn)題探討[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2010，（3）：7-93.

（責(zé)任編輯：劉 艷）