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内容提要 市场化改革进程中，国家在将大部分行业向市场放开的同时，仍保留了对铁路、电力、电信等行业的行政垄断，使我国劳动力市场在行业上呈竞争-垄断“二元”分割扭曲，进而引发了“扭曲产生扭曲”之行业收入分配严重失衡问题。本文对此进行了理论分析与实证检验。本文以行业进入壁垒强度为标准将所有行业划分为竞争和垄断两大部门，在利用2000-2013年全国及22个省份的行业数据估测出我国劳动力市场行业扭曲指数的基础上，进一步构造包含劳动力市场扭曲的封闭的两部门模型来分析劳动力市场扭曲对行业收入差距的作用机理，最后构建动态面板模型实证检验了二者之间的作用关系。研究结果表明：在我国，劳动力市场扭曲程度对行业收入差距存在着显著且稳健的正向作用，即劳动力市场行业扭曲越严重（对应的劳动力市场扭曲指数越小），行业收入差距越大。
关键词 劳动力市场扭曲 收入差距 行业进入壁垒
〔中图分类号〕F241.2；F047.1 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕0447-662X（2016）05-0044-11
一、问题提出
当前中国，收入分配严重失衡已是一个不争的事实。①政府近些年也一直致力于解决收入差距过大问题，但收效甚微。其中一个重要原因就在于：城乡收人差距的增速虽有所放缓，但行业收入差距问题却日益凸显，并已成为我国当前居民收入差距持续扩大的重要推动因素。②当然，这也引起了学术界前所未有的关注。比如，李实和赵人伟、洪兴建以及魏众都指出，我国不同行业间的收入差距正呈不断扩大趋势。③罗楚亮和李实也通过研究发现，现阶段我国不同行业间的人均工资水平具有较大的差距，而福利补贴的差异更大，从而增大了行业之间的收入差距。④而且，收入层级越高，行业间工资收入差距越大。⑤这样，自然而然地浮现出以下问题：到底是什么因素或原因在推动我国行业收入差距不断扩大？其背后的作用机理又是什么？
张少杰等认为，我国劳动力市场的行业分割，使得劳动力的行业间流动受到限制，造成了我国行业之间的收入差距问题。张少杰、董碧松、郭雅娴：《不完全要素市场对收入分配的影响研究》，《北京工商大学学报》（社会科学版）2007年第3期。魏众发现，1990年以来我国行业收入差距不断扩大，这与垄断行业工资增长速度过快有非常大的关系。魏众：《中国当前的收入分配状况及对策分析》，《经济学动态》2010年第8期。而王甫勤认为，人力资本是决定收入高低的主要因素，但劳动力市场分割扭曲也有着重要影响，它是影响我国当前行业收入差距的主要因素。王甫勤：《人力资本、劳动力市场分割与收入分配》，《社会》2010年第1期。叶林祥等指出，行业垄断与所有制均是造成我国行业收入差距的重要因素，但所有制的影响要大于行业垄断的影响，并且二者的共同作用导致我国行业收入差距日趋扩大。叶林祥、李实、罗楚亮：《行业垄断、所有制与企业工资收入差距——基于第一次全国经济普查企业数据的实证研究》，《管理世界》2011年第4期。惠宁和郭淑娟实证研究了行业垄断对行业收入差距的影响，发现2003-2009年间我国行业收入差距在不断扩大，垄断行业与非垄断行业平均收入差距占到了全国平均收入差距的60%～70%。惠宁、郭淑娟：《行业垄断与行业收入差距研究》，《山西财经大学学报》2012年第8期。王天夫和崔晓雄更是详细分析了行业影响收入分配的两条路径：一是直接影响不同行业的平均收入，二是通过影响不同行业中个人特征（如教育、年龄等）的收入回报率而结构性地调整收入分配。王天夫、崔晓雄：《行业是如何影响收入的——基于多层线性模型的分析》，《中国社会科学》2010年第5期。最后，冯涛和罗小伟从“身份”型社会视角探讨了我国劳动力市场“身份”型分割扭曲对收入差距的影响，然后基于CGSS2010数据实证发现，在我国个人收入水平与其“身份”具有较强的相关性，其中行业上具有“垄断”和“国有”身份的劳动力分别比“非垄断”和“非国有”身份的劳动力获得的收入更高，且两类劳动力之间确实存在着显著的收入差距。冯涛、罗小伟：《劳动力市场扭曲与收入差距研究——基于“身份”型社会视角》，《经济管理》2015年第4期。可是，本文认为他们大部分人都未能抓住造成我国行业收入差距乃至总体收入差距持续扩大的深层本质。实质上，造成我国行业收入差距不断扩大的根本原因是：渐进式改革使得我国政府在推行市场化改革的同时，对部分行业仍保持行政垄断进而维持其各种特权，使得我国劳动力市场在行业上呈竞争-垄断“二元”分割扭曲，从而阻碍了竞争部门的劳动力向垄断部门自由流动，扭曲了劳动力竞价机制，导致竞争部门的劳动力报酬过低而垄断部门劳动力报酬过高，进而造成行业收入分配严重失衡。
二、我国劳动力市场行业扭曲测度
遵照新古典经济学假设，劳动力市场是完全竞争（不存在任何摩擦）的，劳动力等要素能在两个部门之间自由流动，那么两部门的劳动力报酬将趋于均等化，即wa=wb（其中w为工资率，a、b表示2个不同的部门），从而两部门的收入水平也将趋于均等。可是，当劳动力市场存在扭曲时（如制度障碍、市场分割等），劳动力就无法在两部门间自由流动，这必将引发出生产要素错配问题，进而会影响某个部门的生产效率，那么两个部门之间的劳动力报酬就会存在着显著差异。于是，本文以行业进入壁垒强度为标准（具体根据各行业的非公有制经济占比与外商实际直接投资额加以划分），将全国所有行业划分为竞争和垄断两大部门。由于2003年时国家统计部门对我国行业划分进行了变更，为尽可能地保证统计口径的统一，本文所探讨的垄断部门具体为：1978-2002年包括采掘业，电力、煤气和水生产供应业，交通运输、仓储和邮电通信业，金融保险业，卫生体育和社会福利业，教育、文化艺术和广播电影电视业，科学研究和综合技术服务业，国家机关、政党机关和社会团体；而2003-2013年包括采掘业，电力、热力、燃气和水生产供应业，交通运输、仓储和邮政业，信息传输、软件和信息技术服务业，金融业，科学研究和技术服务业，教育，卫生和社会工作，文化、体育和娱乐业，公共管理、社会保障和社会组织。其余的行业相应地划归于竞争部门。设定劳动力市场处于扭曲情形下，市场实现出清时竞争部门与垄断部门的工资率满足： 于是，由已有的我国行业方面的宏观统计数据就能测算出我国劳动力市场的行业扭曲指数。
首先，由于无法获得全国及各个省份分行业教育收益率（ρx）的具体数据，在对我国现有关于教育收益率研究成果梳理与比较后，本文最终选择杨惠馨和王海兵基于CHNS（中国健康与营养调查）数据运用扩展的明瑟方程所估测的值作为我国行业教育收益率。详见杨惠馨、王海兵：《中国教育收益率：1989-2011》，《南方经济》2015年第6期。当然，这只是中国教育收益率全行业平均值，肯定会对估测值的精确性产生影响。其次，全国分行业劳动力受教育年限数据（sx）则由2001-2013年的《中国人口与就业统计年鉴》和2014年的《中国统计年鉴》计算得到。本文将各统计年鉴中的受教育程度相应转换为受教育年限，其中文盲为0年、小学毕业为6年、初中为9年，高中和中专为12年、大专和本科为16年、研究生及以上为20年，然后分行业用各个学历层次的年限乘以权数（其所占总人口比）得到相应受教育年限数据。而遗憾的是，无法获得各个省份的分行业劳动力受教育年限数据，因此本文只能将全国值用于到各省份人力资本因素控制的调整中。最后，由历年《中国统计年鉴》与各省份的地区统计年鉴计算得出竞争部门与垄断部门的产出增加值比重zC和1-zC、劳动力占比lC和1-lC。至此我们可以估算全国及各省份2000-2013年劳动力市场行业扭曲程度。由于一些省份未公布分行业产出增加值，所以我们最终只能计算得到22个省份的劳动力市场行业扭曲指数。由于所估测的省份多达22个，难以对各个省份在2000-2013年期间劳动力市场行业扭曲变化情况一一作详细分析，而且这样做既繁琐又难以清晰地看出其变化趋势，因此本文接下来也仅在图1中绘制出了全国及东、中、西部其中，东部地区具体包括北京、天津、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等9个省/直辖市，中部地区具体包括山西、安徽、河南、湖南4个省份，西部地区具体包括内蒙古、广西、重庆、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆9个省/直辖市/自治区。地区2000-2013年劳动力市场行业扭曲指数的变化趋势。
从图1可以发现，无论是全国还是各个地区的劳动力市场行业扭曲指数均在2000-2013年期间呈现出平稳提升的趋势，这表明2000年以来我国劳动力市场行业扭曲情况出现持续改善，而劳动力市场一体化程度正逐年提升。这与我国政府自1978年以来不断深化经济体制改革是分不开的，且市场经济改革不仅弱化了我国企业间的体制性分割，也提升了全国劳动力市场一体化程度。另外，我国于2001年加入WTO。 根据WTO的要求，我国政府对原来一些严格限制进入的行业逐步放开。如金融行业，根据当时加入WTO的承诺，我国金融行业将于2006年12月11日之前全面开放，而如电信业、石化业、影视业、报刊业、教育业、交通业、仓储业、邮递服务业等也在WTO后的3到5年内逐步对外资全面放开。这正是2000年以来我国劳动力市场行业扭曲程度持续下降的重要推动力。
具体来看：东部地区，劳动力市场行业扭曲程度相对较小，而考察期间增长速度也相对缓慢；中部地区2000年时，劳动力市场行业扭曲较为严重，但这些年改善非常大，增速也最快，在图1中其曲线较为陡峭，这与考察的对象较少（山西、安徽、河南、湖南4个省）且山西省的劳动力市场行业扭曲指数较大有关系；西部地区劳动力市场行业扭曲程度相对较高，考察期间增速也较为平缓，这可能与我国加入WTO后实施行业对外资开放时在地区上西部地区开放时间最晚、开放力度最小有着莫大关系。另外，由于一些省份的某些统计数据缺失，造成我们最终的考察省份只有22个，这也造成东中西部地区均值都在全国平均水平之上。这既有统计口径差异也有人为因素的原因。当然，全国统计数值相对真实可靠，可以作为重点参考和研究对象。那么从图1可以得出：2000年以来我国劳动力市场行业扭曲指数有了显著提升，这意味着我国劳动力市场一体化程度在此期间明显改善。
三、理论模型
本部分将在一个封闭的两部门一般均衡模型中，从劳动力市场行业上竞争-垄断二元分割角度分析劳动力扭曲对收入差距的作用机理。参照Restuccia等、Alvarez-Cuadrado等及盖庆恩等的作法，将劳动力市场扭曲引入到一个标准的两部门新古典经济增长框架中。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；盖庆恩、朱喜、史清华：《劳动力市场扭曲、结构转变和中国劳动生产率》，《经济研究》2013年第5期。
1.基本假设
考虑一个封闭的经济体，存在彼此分割的两部门（垄断部门与竞争部门），由于两个部门之间存在着制度分割，导致劳动力无法实现自由流动。为了分析简便，进一步假定该经济的劳动力数量（L）等于其人口数量，且人口增长率为0。
（1）生产部门
首先，假设该经济体只存在两个部门：竞争部门（C）和垄断部门（M），通过投入劳动力（L）和资本（K）生产出各自的产品，而其生产函数依次为：
由此可以看出，两部门的收入差距（ζ）与劳动力市场行业扭曲指数（τi）成负相关。由于劳动力市场的行业扭曲程度随指数τi反向变化，因此这意味着劳动力市场扭曲对行业收入差距具有正向作用，即劳动力市场行业扭曲越严重（τi越小），两部门间的收入差距（ζ）越大；而劳动力市场行业扭曲程度越小（τi越大），则两部门间的收入差距（ζ）越小。另外，两部门的收入差距还受到两部门的劳动力产出弹性（α，β）的影响，而收入差距的绝对值还受到部门M的基准工资（wM）的影响。 3.长期均衡
长期看，初始收入状况对下一期的收入水平有着重要影响。另外，在我国，父辈的就业行业、职务及收入水平对子女的就业行业、工作单位及收入水平有着重要影响。因此，本文将构建一个考虑代际传递情形的劳动力市场扭曲与收入分配差距的长期均衡模型。
为了便于分析，假设代表性个人只存活2期，即青年期和成年期。其中，在青年期初可以从父辈那获得数量为b的收入（财产），此时他面临着两种选择，即不进行人力资本投资而直接进入工作条件差且相对低收入的竞争部门C工作与进行人力资本投资以提高自身技能从而将来进入工作条件好且收入较高的垄断部门M就业，但人力资本投资的成本为F，同时假定当b 显然，作为理性人，如果不进行人力资本投资就直接进入竞争部门C工作的效用大于进行人力资本投资而进入垄断部门M工作的效用，那么他肯定会选择不进行人力资本投资就直接进入竞争部门C工作。根据式（16），当2wC F>wM时，所有人都将选择不进行人力资本投资而直接进入竞争部门C工作，那么垄断部门M就不存在，因此需施加一个约束条件：2wC FwM。根据式（16），个人是否进行人力资本投资将受到青年期初从父辈那获得的财产（收入）数量多寡的影响（这又与父辈收入水平相关）。从而得出，当个人青年期初获得的财产b>X时，他将选择进行人力资本投资并在成年期就业于垄断部门M，而当其青年期初获得的财产b X=2wC F（1 r）-wMr（18）
因此，个人在青年期之初获得的财产（收入）数量多少（这又与父辈的就业部门直接相关）决定了他是否进行人力资本投资，并最终进入竞争部门C还是垄断部门M就业，进而决定了他的收入水平高低，当然也进一步决定了他留给下一代的的财产（收入），于是又间接决定了其子辈的收入水平。基于此，提出假说一：就业于收入水平较高的垄断部门M的代表性个人更倾向于进行人力资本投资并最后进入到垄断部门M工作以获得高收入，而就业于收入水平低的竞争部门C的代表性个人则更倾向于不进行人力资本投资就直接进入部门C而只能获得较低的收入。
进一步，假设就业于垄断部门M的代表性个人的收入IM>I*=γ-1F，他们留给子辈的财产（收入）数量b（I）>F，那么他们的子辈当然就会进行人力资本投资并在成年期就业于垄断部门M。而就业于竞争部门C的代表性个人的收入ICt 在第t期收入水平低于χ的代表性个人或许他的下几辈会进行人力资本投资，但若干辈之后则会选择不进行人力资本投资而直接进入竞争部门C就业，最终其收入将收敛于IC；而收入水平高于χ的代表性个人的子辈们将都会选择进行人力资本投资，最终其子辈们将一直就业于垄断部门M而其收入就将收敛于IM。
从而，在劳动力市场存在行业上竞争-垄断二元分割扭曲情况，两个部门的收入差距将收敛于：
其中μ=F/2wM，由此可以得出，劳动力市场行业扭曲不仅影响当期不同部门代表性个人的收入水平并产生收入差距，而且它将会推动着两个部门之间的个人收人差距持续扩大并可能引发两极分化问题。
四、实证分析
本节将采用2000-2013年全国及22个省/市/自治区实证数据中的22个省/直辖市/自治区具体包括北京、天津、山西、内蒙古、辽宁、江苏、浙江、安徽、福建、山东、河南、湖南、广东、广西、海南、重庆、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。的面板数据，通过构建一个含有控制变量的劳动力市场扭曲与收入差距的动态面板数据模型对二者之间的作用关系进行实证检验。
1.模型选择
考虑到收入差距具有较强的惯性，且还受到其他经济和政治因素的影响，本文将在计量模型中添加因变量的滞后项和控制项。从而设定劳动力市场扭曲与行业收入差距的动态面板数据模型为：
2.变量选择与数据说明
本文计量模型所采用的被解释变量（行业收入差距）、解释变量（劳动力市场行业扭曲）及其他控制变量的符号与相关含义及说明如表1所示。数据主要来源于历年《中国统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》《中国教育统计年鉴》以及22个省/直辖市/自治区的地方统计年鉴。一些省份分行业相关数据缺失，个别缺失值通过插值法补齐。
3.实证结果及分析
针对动态面板数据模型容易出现解释变量内生性，从而导致参数估计有偏的问题，本文采用差分GMM估计和系统GMM估计两种方法来对参数进行估计。
（1）平稳性检验
在进行参数GMM估计前，首先需要对样本数据进行平稳性检验以避免伪回归情况。通过Stata12.0软件采用ADF检验、LLC检验和Hadri LM检验3种方法对实证检验所使用的所有变量进行单位根检验，发现所有样本水平数据都是平稳的。囿于篇幅所限，检验结果未予报告。
（2）实证结果分析
由于无法获得各省份的分行业受教育年限和教育收益率数据，所以在回归时只能用全国分行业数据替代，而对全国数据做回归时发现行业受教育差异的估计结果均不显著，因此在后面的回归中将该控制变量排除在外。另外，考虑到受教育年限和教育收益率数据略失精确，因此解释变量（idlm）分别使用了原始值（未进行人力资本控制）和调整值（进行人力资本控制）来做对比估计，具体结果见表2。 表2中，模型（1）、（2）、（5）、（6）的解释变量（idlm）为未进行人力资本控制的原始值，而模型（3）、（4）、（7）、（8）的解释变量（idlm）为进行人力资本控制后的调整值。从表2可以发现：8个模型都满足扰动项一阶序列自相关而二阶序列未自相关的假设，这表明两步差分GMM和系统GMM估计量均是一致的；同时模型（1）～（8）也都通过了Sargan检验，表明选择的工具变量也是有效的。因此本文采用GMM估计是合适的。具体系数估计方面，劳动力市场行业扭曲变量（idlm）的回归系数符号均为负，且模型（1）～（8）均在5%显著性水平下显著，而模型（4）和（8）更是在1%显著性水平下显著。这说明劳动力市场行业扭曲指数越小，劳动力市场的行业扭曲越严重，则两部门之间的居民收入差距越大，而且劳动力市场扭曲与行业收入差距之间的这种正向关系是稳健的。再则，对比模型（1）和（3）、（2）和（4）、（5）和（7）、（6）和（8）发现，它们的估计系数不但符号方向一致，数值大小和显著性水平也差异很小，这意味着文章结论具有较强的稳健性，前文所提到的受教育年限和教育收益率数据略失精确问题并不影响本文结论的可靠性。从定量上看，劳动力市场行业扭曲（idlm）的回归系数处于-0.1811到-0.0129之间，这意味着劳动力市场行业扭曲指数每提高1%，则行业收入差距将会降低0.1811%到0.0129%。如果采用标准化系数标准化系数是指解释变量的回归系数乘以解释变量标准差的积与被解释变量标准差的比值；与非标准化系数相比，标准化系数通常更有说服力。参见Wooldridge J.M.， Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data， The MIT press， 2002.将会更直观地反映劳动力市场行业扭曲对收入差距影响之大小，简单转换就可以得出模型（1）～（8）中劳动力市场行业扭曲的标准化系数分别为0.2634、0.3017、0.3583、0.3120、0.1401、0.0215、0.2463、0.0265，其中解释变量（劳动市场行业扭曲）全体样本的标准差分别为0.1093和0.1350，而被解释变量（行业收入差距）全体样本的标准差为0.0656。这表明在模型（1）～（8）中，劳动力市场行业扭曲可以分别解释行业收入差距的26.34%、30.17%、35.83%、31.20%、14.01%、215%、24.63%、2.65%。
另外，在8个模型中，行业收入差距的一阶滞后项和二阶滞后项的回归系数均在1%显著性水平下显著为正，这说明行业收入差距具有非常强的惯性。控制变量中的行业发展偏向度（dgidp）和城市化率（ur）在8个模型中均在1%显著性水平下显著，而人均实际gdp（lnrgdp）除模型（3）外其余均在10%显著性水平下显著，经济开放度（eod）则在8个模型中均在10%显著性水平下显著。同时，人均实际gdp（lnrgdp）和经济开放度（eod）的回归系数均为负，表明人均实际gdp或经济开放度越高，行业收入差距越小；而行业发展偏向度（dgidp）回归系数均为正，说明行业发展偏向度越强或城市化水平越高，行业收入差距将扩大。最后，非国有化程度（nosw）和行业开放度（iodf）在8个模型中均不显著，符号方向在各个模型也不完全一致，由于iodf（2）的回归结果与iodf（1）基本一致，但效果没有iodf（1）好，所以在表2中未再列示。
（3）稳健性检验
在2003年时，国家统计部门对行业划分作出了变更，2002年以前各类宏观经济数据是按15个大行业划分并统计的，2003以后则归之于19个大行业。相应地，各省份也从2004开始使用新的行业标准进行分行业宏观经济数据统计。这样2000-2003年与2004-2013年两个时间段的数据统计口径存在着不一致情况。详细情况参见本文第二部分关于竞争部门和垄断部门的具体划分。因此，本文接下来将只使用2004-2013年期间的数据进行回归估计，这样既可以检验研究结论的稳健性，还能具体考察近10年里劳动力市场扭曲对行业收入差距的影响情况（见表3）。
对比表2和表3可发现，动态面板模型中各个变量回归系数的符号和显著性情况基本一致。总体来看，所得的研究结论还是稳健的。其中，劳动力市场行业扭曲变量（idlm）的回归系数符号仍然都为负，并且在10%显著性水平下均显著。这说明劳动力市场扭曲程度对行业收入差距具有正向影响之结论具有较高的信度。其次，8个模型中行业收入差距的一阶滞后项的回归系数仍然均显著为正，但其二阶滞后项却不再显著，但这并不影响行业收入差距具有较强惯性的判断。再则，控制变量中的行业发展偏向度（dgidp）不再显著，人均实际gdp（lnrgdp）、经济开放度（eod）和城市化率（ur）的显著性水平也均有所下降；而非国有化程度（nosw）和行业开放度（iodf）的显著性水平却有了明显的提高，其中非国有化程度（nosw）在模型（13）、（14）和（16）中显著，而行业开放度（iodf）除模型（16）外其余都在10%显著性水平下显著，而且其回归系数符号均为负，这表明行业开放度越高，行业收入差距越小。最后，模型（9）～（16）都满足扰动项一阶序列自相关而二阶序列未自相关的假设，这说明两步差分GMM和系统GMM估计量均是一致的；另外8个模型也都通过了Sargan检验，因此选择的工具变量也是有效的。
另外，本文还将整个样本按东、中、西部划分，对本文研究结论的稳健性进行了进一步检验，结果并没有改变本文的结论。由于篇幅问题，在此不再详细列出。
五、结论及启示
垄断部门和竞争部门的收入差距不断扩大是我国收入差距居高不下的一个重要成因。市场化改革进程中，国家在将大部分行业向市场放开的同时，仍保留了对铁路、电力、电信等行业的行政垄断，使我国劳动力市场在行业上呈竞争-垄断“二元”分割扭曲，进而引发了“扭曲产生扭曲”之行业收入分配严重失衡问题。本文对此进行了理论分析与实证检验。首先，本文基于行业进入壁垒强度视角将全国所有行业划分为竞争和垄断两大部门，利用2000-2013年全国及22个省份的行业宏观数据测度出我国劳动力市场行业扭曲指数，发现2000年以来我国劳动力市场行业扭曲状况有了明显改善，全国劳动力市场一体化程度正在逐步提升。接着，在借鉴Restuccia等、Alvarez-Cuadrado等和盖庆恩等的分析框架的基础上，通过将劳动力市场扭曲引入到一个封闭的两部门一般均衡模型，构建出一个劳动力市场扭曲与收入分配差距的新分析框架，以此来分析劳动力市场扭曲对行业收入差距的影响，结果发现无论短期均衡还是长期均衡情形下，劳动力市场扭曲对行业收入差距均存在正影响，即劳动力市场行业扭曲越严重（对应指数越小），则行业收入差距越大。最后，基于所估测的劳动力市场行业扭曲指数，通过构建动态面板模型运用GMM估计实证检验了劳动市场扭曲与行业收入差距之间的关系，得出我国劳动市场扭曲程度与行业收入差距之间的确存在着显著且稳健的正向关系。
从本文结论可以得到如下启示：首先，劳动力市场行业扭曲对我国居民收入差距扩大起到了显著的推动作用，虽然这种扭曲源自于政府行政垄断，但却由此造成我国劳动力市场上竞争-垄断行业“二元”分割，进而引起我国行业收入差距持续扩大与收入分配不公问题。其次，劳动力市场的这种竞争-垄断“二元”分割扭曲不仅将外部优秀劳动力排斥在垄断行业之外进而造成生产潜能的浪费，更是打击身处竞争行业劳动者的人力资本投资积极性，这将不利于我国经济社会可持续发展，也背离了社会主义的本质。最后，必须进一步深化体制改革，特别是深化国有垄断企业改革，通过引入战略投资者、推进混合股份制改革、健全公司法人治理结构、完善和规范用工和薪酬制度，实现我国市场化水平的逐步提升，这样才能最终消除我国劳动力市场行业分割扭曲和收入分配失衡问题。另外，还可通过法律和制度方式建立一个统一的、市场化的用工制度，促进行业间劳动力自由流动，保障机会公平，消除各种歧视行为，真正做到同工同酬。
作者单位：西安交通大学经济与金融学院
责任编辑：牛泽东
关键词 劳动力市场扭曲 收入差距 行业进入壁垒
〔中图分类号〕F241.2；F047.1 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕0447-662X（2016）05-0044-11
一、问题提出
当前中国，收入分配严重失衡已是一个不争的事实。①政府近些年也一直致力于解决收入差距过大问题，但收效甚微。其中一个重要原因就在于：城乡收人差距的增速虽有所放缓，但行业收入差距问题却日益凸显，并已成为我国当前居民收入差距持续扩大的重要推动因素。②当然，这也引起了学术界前所未有的关注。比如，李实和赵人伟、洪兴建以及魏众都指出，我国不同行业间的收入差距正呈不断扩大趋势。③罗楚亮和李实也通过研究发现，现阶段我国不同行业间的人均工资水平具有较大的差距，而福利补贴的差异更大，从而增大了行业之间的收入差距。④而且，收入层级越高，行业间工资收入差距越大。⑤这样，自然而然地浮现出以下问题：到底是什么因素或原因在推动我国行业收入差距不断扩大？其背后的作用机理又是什么？
张少杰等认为，我国劳动力市场的行业分割，使得劳动力的行业间流动受到限制，造成了我国行业之间的收入差距问题。张少杰、董碧松、郭雅娴：《不完全要素市场对收入分配的影响研究》，《北京工商大学学报》（社会科学版）2007年第3期。魏众发现，1990年以来我国行业收入差距不断扩大，这与垄断行业工资增长速度过快有非常大的关系。魏众：《中国当前的收入分配状况及对策分析》，《经济学动态》2010年第8期。而王甫勤认为，人力资本是决定收入高低的主要因素，但劳动力市场分割扭曲也有着重要影响，它是影响我国当前行业收入差距的主要因素。王甫勤：《人力资本、劳动力市场分割与收入分配》，《社会》2010年第1期。叶林祥等指出，行业垄断与所有制均是造成我国行业收入差距的重要因素，但所有制的影响要大于行业垄断的影响，并且二者的共同作用导致我国行业收入差距日趋扩大。叶林祥、李实、罗楚亮：《行业垄断、所有制与企业工资收入差距——基于第一次全国经济普查企业数据的实证研究》，《管理世界》2011年第4期。惠宁和郭淑娟实证研究了行业垄断对行业收入差距的影响，发现2003-2009年间我国行业收入差距在不断扩大，垄断行业与非垄断行业平均收入差距占到了全国平均收入差距的60%～70%。惠宁、郭淑娟：《行业垄断与行业收入差距研究》，《山西财经大学学报》2012年第8期。王天夫和崔晓雄更是详细分析了行业影响收入分配的两条路径：一是直接影响不同行业的平均收入，二是通过影响不同行业中个人特征（如教育、年龄等）的收入回报率而结构性地调整收入分配。王天夫、崔晓雄：《行业是如何影响收入的——基于多层线性模型的分析》，《中国社会科学》2010年第5期。最后，冯涛和罗小伟从“身份”型社会视角探讨了我国劳动力市场“身份”型分割扭曲对收入差距的影响，然后基于CGSS2010数据实证发现，在我国个人收入水平与其“身份”具有较强的相关性，其中行业上具有“垄断”和“国有”身份的劳动力分别比“非垄断”和“非国有”身份的劳动力获得的收入更高，且两类劳动力之间确实存在着显著的收入差距。冯涛、罗小伟：《劳动力市场扭曲与收入差距研究——基于“身份”型社会视角》，《经济管理》2015年第4期。可是，本文认为他们大部分人都未能抓住造成我国行业收入差距乃至总体收入差距持续扩大的深层本质。实质上，造成我国行业收入差距不断扩大的根本原因是：渐进式改革使得我国政府在推行市场化改革的同时，对部分行业仍保持行政垄断进而维持其各种特权，使得我国劳动力市场在行业上呈竞争-垄断“二元”分割扭曲，从而阻碍了竞争部门的劳动力向垄断部门自由流动，扭曲了劳动力竞价机制，导致竞争部门的劳动力报酬过低而垄断部门劳动力报酬过高，进而造成行业收入分配严重失衡。
二、我国劳动力市场行业扭曲测度
遵照新古典经济学假设，劳动力市场是完全竞争（不存在任何摩擦）的，劳动力等要素能在两个部门之间自由流动，那么两部门的劳动力报酬将趋于均等化，即wa=wb（其中w为工资率，a、b表示2个不同的部门），从而两部门的收入水平也将趋于均等。可是，当劳动力市场存在扭曲时（如制度障碍、市场分割等），劳动力就无法在两部门间自由流动，这必将引发出生产要素错配问题，进而会影响某个部门的生产效率，那么两个部门之间的劳动力报酬就会存在着显著差异。于是，本文以行业进入壁垒强度为标准（具体根据各行业的非公有制经济占比与外商实际直接投资额加以划分），将全国所有行业划分为竞争和垄断两大部门。由于2003年时国家统计部门对我国行业划分进行了变更，为尽可能地保证统计口径的统一，本文所探讨的垄断部门具体为：1978-2002年包括采掘业，电力、煤气和水生产供应业，交通运输、仓储和邮电通信业，金融保险业，卫生体育和社会福利业，教育、文化艺术和广播电影电视业，科学研究和综合技术服务业，国家机关、政党机关和社会团体；而2003-2013年包括采掘业，电力、热力、燃气和水生产供应业，交通运输、仓储和邮政业，信息传输、软件和信息技术服务业，金融业，科学研究和技术服务业，教育，卫生和社会工作，文化、体育和娱乐业，公共管理、社会保障和社会组织。其余的行业相应地划归于竞争部门。设定劳动力市场处于扭曲情形下，市场实现出清时竞争部门与垄断部门的工资率满足： 于是，由已有的我国行业方面的宏观统计数据就能测算出我国劳动力市场的行业扭曲指数。
首先，由于无法获得全国及各个省份分行业教育收益率（ρx）的具体数据，在对我国现有关于教育收益率研究成果梳理与比较后，本文最终选择杨惠馨和王海兵基于CHNS（中国健康与营养调查）数据运用扩展的明瑟方程所估测的值作为我国行业教育收益率。详见杨惠馨、王海兵：《中国教育收益率：1989-2011》，《南方经济》2015年第6期。当然，这只是中国教育收益率全行业平均值，肯定会对估测值的精确性产生影响。其次，全国分行业劳动力受教育年限数据（sx）则由2001-2013年的《中国人口与就业统计年鉴》和2014年的《中国统计年鉴》计算得到。本文将各统计年鉴中的受教育程度相应转换为受教育年限，其中文盲为0年、小学毕业为6年、初中为9年，高中和中专为12年、大专和本科为16年、研究生及以上为20年，然后分行业用各个学历层次的年限乘以权数（其所占总人口比）得到相应受教育年限数据。而遗憾的是，无法获得各个省份的分行业劳动力受教育年限数据，因此本文只能将全国值用于到各省份人力资本因素控制的调整中。最后，由历年《中国统计年鉴》与各省份的地区统计年鉴计算得出竞争部门与垄断部门的产出增加值比重zC和1-zC、劳动力占比lC和1-lC。至此我们可以估算全国及各省份2000-2013年劳动力市场行业扭曲程度。由于一些省份未公布分行业产出增加值，所以我们最终只能计算得到22个省份的劳动力市场行业扭曲指数。由于所估测的省份多达22个，难以对各个省份在2000-2013年期间劳动力市场行业扭曲变化情况一一作详细分析，而且这样做既繁琐又难以清晰地看出其变化趋势，因此本文接下来也仅在图1中绘制出了全国及东、中、西部其中，东部地区具体包括北京、天津、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等9个省/直辖市，中部地区具体包括山西、安徽、河南、湖南4个省份，西部地区具体包括内蒙古、广西、重庆、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆9个省/直辖市/自治区。地区2000-2013年劳动力市场行业扭曲指数的变化趋势。
从图1可以发现，无论是全国还是各个地区的劳动力市场行业扭曲指数均在2000-2013年期间呈现出平稳提升的趋势，这表明2000年以来我国劳动力市场行业扭曲情况出现持续改善，而劳动力市场一体化程度正逐年提升。这与我国政府自1978年以来不断深化经济体制改革是分不开的，且市场经济改革不仅弱化了我国企业间的体制性分割，也提升了全国劳动力市场一体化程度。另外，我国于2001年加入WTO。 根据WTO的要求，我国政府对原来一些严格限制进入的行业逐步放开。如金融行业，根据当时加入WTO的承诺，我国金融行业将于2006年12月11日之前全面开放，而如电信业、石化业、影视业、报刊业、教育业、交通业、仓储业、邮递服务业等也在WTO后的3到5年内逐步对外资全面放开。这正是2000年以来我国劳动力市场行业扭曲程度持续下降的重要推动力。
具体来看：东部地区，劳动力市场行业扭曲程度相对较小，而考察期间增长速度也相对缓慢；中部地区2000年时，劳动力市场行业扭曲较为严重，但这些年改善非常大，增速也最快，在图1中其曲线较为陡峭，这与考察的对象较少（山西、安徽、河南、湖南4个省）且山西省的劳动力市场行业扭曲指数较大有关系；西部地区劳动力市场行业扭曲程度相对较高，考察期间增速也较为平缓，这可能与我国加入WTO后实施行业对外资开放时在地区上西部地区开放时间最晚、开放力度最小有着莫大关系。另外，由于一些省份的某些统计数据缺失，造成我们最终的考察省份只有22个，这也造成东中西部地区均值都在全国平均水平之上。这既有统计口径差异也有人为因素的原因。当然，全国统计数值相对真实可靠，可以作为重点参考和研究对象。那么从图1可以得出：2000年以来我国劳动力市场行业扭曲指数有了显著提升，这意味着我国劳动力市场一体化程度在此期间明显改善。
三、理论模型
本部分将在一个封闭的两部门一般均衡模型中，从劳动力市场行业上竞争-垄断二元分割角度分析劳动力扭曲对收入差距的作用机理。参照Restuccia等、Alvarez-Cuadrado等及盖庆恩等的作法，将劳动力市场扭曲引入到一个标准的两部门新古典经济增长框架中。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；盖庆恩、朱喜、史清华：《劳动力市场扭曲、结构转变和中国劳动生产率》，《经济研究》2013年第5期。
1.基本假设
考虑一个封闭的经济体，存在彼此分割的两部门（垄断部门与竞争部门），由于两个部门之间存在着制度分割，导致劳动力无法实现自由流动。为了分析简便，进一步假定该经济的劳动力数量（L）等于其人口数量，且人口增长率为0。
（1）生产部门
首先，假设该经济体只存在两个部门：竞争部门（C）和垄断部门（M），通过投入劳动力（L）和资本（K）生产出各自的产品，而其生产函数依次为：
由此可以看出，两部门的收入差距（ζ）与劳动力市场行业扭曲指数（τi）成负相关。由于劳动力市场的行业扭曲程度随指数τi反向变化，因此这意味着劳动力市场扭曲对行业收入差距具有正向作用，即劳动力市场行业扭曲越严重（τi越小），两部门间的收入差距（ζ）越大；而劳动力市场行业扭曲程度越小（τi越大），则两部门间的收入差距（ζ）越小。另外，两部门的收入差距还受到两部门的劳动力产出弹性（α，β）的影响，而收入差距的绝对值还受到部门M的基准工资（wM）的影响。 3.长期均衡
长期看，初始收入状况对下一期的收入水平有着重要影响。另外，在我国，父辈的就业行业、职务及收入水平对子女的就业行业、工作单位及收入水平有着重要影响。因此，本文将构建一个考虑代际传递情形的劳动力市场扭曲与收入分配差距的长期均衡模型。
为了便于分析，假设代表性个人只存活2期，即青年期和成年期。其中，在青年期初可以从父辈那获得数量为b的收入（财产），此时他面临着两种选择，即不进行人力资本投资而直接进入工作条件差且相对低收入的竞争部门C工作与进行人力资本投资以提高自身技能从而将来进入工作条件好且收入较高的垄断部门M就业，但人力资本投资的成本为F，同时假定当b
因此，个人在青年期之初获得的财产（收入）数量多少（这又与父辈的就业部门直接相关）决定了他是否进行人力资本投资，并最终进入竞争部门C还是垄断部门M就业，进而决定了他的收入水平高低，当然也进一步决定了他留给下一代的的财产（收入），于是又间接决定了其子辈的收入水平。基于此，提出假说一：就业于收入水平较高的垄断部门M的代表性个人更倾向于进行人力资本投资并最后进入到垄断部门M工作以获得高收入，而就业于收入水平低的竞争部门C的代表性个人则更倾向于不进行人力资本投资就直接进入部门C而只能获得较低的收入。
进一步，假设就业于垄断部门M的代表性个人的收入IM>I*=γ-1F，他们留给子辈的财产（收入）数量b（I）>F，那么他们的子辈当然就会进行人力资本投资并在成年期就业于垄断部门M。而就业于竞争部门C的代表性个人的收入ICt
从而，在劳动力市场存在行业上竞争-垄断二元分割扭曲情况，两个部门的收入差距将收敛于：
其中μ=F/2wM，由此可以得出，劳动力市场行业扭曲不仅影响当期不同部门代表性个人的收入水平并产生收入差距，而且它将会推动着两个部门之间的个人收人差距持续扩大并可能引发两极分化问题。
四、实证分析
本节将采用2000-2013年全国及22个省/市/自治区实证数据中的22个省/直辖市/自治区具体包括北京、天津、山西、内蒙古、辽宁、江苏、浙江、安徽、福建、山东、河南、湖南、广东、广西、海南、重庆、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。的面板数据，通过构建一个含有控制变量的劳动力市场扭曲与收入差距的动态面板数据模型对二者之间的作用关系进行实证检验。
1.模型选择
考虑到收入差距具有较强的惯性，且还受到其他经济和政治因素的影响，本文将在计量模型中添加因变量的滞后项和控制项。从而设定劳动力市场扭曲与行业收入差距的动态面板数据模型为：
2.变量选择与数据说明
本文计量模型所采用的被解释变量（行业收入差距）、解释变量（劳动力市场行业扭曲）及其他控制变量的符号与相关含义及说明如表1所示。数据主要来源于历年《中国统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》《中国教育统计年鉴》以及22个省/直辖市/自治区的地方统计年鉴。一些省份分行业相关数据缺失，个别缺失值通过插值法补齐。
3.实证结果及分析
针对动态面板数据模型容易出现解释变量内生性，从而导致参数估计有偏的问题，本文采用差分GMM估计和系统GMM估计两种方法来对参数进行估计。
（1）平稳性检验
在进行参数GMM估计前，首先需要对样本数据进行平稳性检验以避免伪回归情况。通过Stata12.0软件采用ADF检验、LLC检验和Hadri LM检验3种方法对实证检验所使用的所有变量进行单位根检验，发现所有样本水平数据都是平稳的。囿于篇幅所限，检验结果未予报告。
（2）实证结果分析
由于无法获得各省份的分行业受教育年限和教育收益率数据，所以在回归时只能用全国分行业数据替代，而对全国数据做回归时发现行业受教育差异的估计结果均不显著，因此在后面的回归中将该控制变量排除在外。另外，考虑到受教育年限和教育收益率数据略失精确，因此解释变量（idlm）分别使用了原始值（未进行人力资本控制）和调整值（进行人力资本控制）来做对比估计，具体结果见表2。 表2中，模型（1）、（2）、（5）、（6）的解释变量（idlm）为未进行人力资本控制的原始值，而模型（3）、（4）、（7）、（8）的解释变量（idlm）为进行人力资本控制后的调整值。从表2可以发现：8个模型都满足扰动项一阶序列自相关而二阶序列未自相关的假设，这表明两步差分GMM和系统GMM估计量均是一致的；同时模型（1）～（8）也都通过了Sargan检验，表明选择的工具变量也是有效的。因此本文采用GMM估计是合适的。具体系数估计方面，劳动力市场行业扭曲变量（idlm）的回归系数符号均为负，且模型（1）～（8）均在5%显著性水平下显著，而模型（4）和（8）更是在1%显著性水平下显著。这说明劳动力市场行业扭曲指数越小，劳动力市场的行业扭曲越严重，则两部门之间的居民收入差距越大，而且劳动力市场扭曲与行业收入差距之间的这种正向关系是稳健的。再则，对比模型（1）和（3）、（2）和（4）、（5）和（7）、（6）和（8）发现，它们的估计系数不但符号方向一致，数值大小和显著性水平也差异很小，这意味着文章结论具有较强的稳健性，前文所提到的受教育年限和教育收益率数据略失精确问题并不影响本文结论的可靠性。从定量上看，劳动力市场行业扭曲（idlm）的回归系数处于-0.1811到-0.0129之间，这意味着劳动力市场行业扭曲指数每提高1%，则行业收入差距将会降低0.1811%到0.0129%。如果采用标准化系数标准化系数是指解释变量的回归系数乘以解释变量标准差的积与被解释变量标准差的比值；与非标准化系数相比，标准化系数通常更有说服力。参见Wooldridge J.M.， Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data， The MIT press， 2002.将会更直观地反映劳动力市场行业扭曲对收入差距影响之大小，简单转换就可以得出模型（1）～（8）中劳动力市场行业扭曲的标准化系数分别为0.2634、0.3017、0.3583、0.3120、0.1401、0.0215、0.2463、0.0265，其中解释变量（劳动市场行业扭曲）全体样本的标准差分别为0.1093和0.1350，而被解释变量（行业收入差距）全体样本的标准差为0.0656。这表明在模型（1）～（8）中，劳动力市场行业扭曲可以分别解释行业收入差距的26.34%、30.17%、35.83%、31.20%、14.01%、215%、24.63%、2.65%。
另外，在8个模型中，行业收入差距的一阶滞后项和二阶滞后项的回归系数均在1%显著性水平下显著为正，这说明行业收入差距具有非常强的惯性。控制变量中的行业发展偏向度（dgidp）和城市化率（ur）在8个模型中均在1%显著性水平下显著，而人均实际gdp（lnrgdp）除模型（3）外其余均在10%显著性水平下显著，经济开放度（eod）则在8个模型中均在10%显著性水平下显著。同时，人均实际gdp（lnrgdp）和经济开放度（eod）的回归系数均为负，表明人均实际gdp或经济开放度越高，行业收入差距越小；而行业发展偏向度（dgidp）回归系数均为正，说明行业发展偏向度越强或城市化水平越高，行业收入差距将扩大。最后，非国有化程度（nosw）和行业开放度（iodf）在8个模型中均不显著，符号方向在各个模型也不完全一致，由于iodf（2）的回归结果与iodf（1）基本一致，但效果没有iodf（1）好，所以在表2中未再列示。
（3）稳健性检验
在2003年时，国家统计部门对行业划分作出了变更，2002年以前各类宏观经济数据是按15个大行业划分并统计的，2003以后则归之于19个大行业。相应地，各省份也从2004开始使用新的行业标准进行分行业宏观经济数据统计。这样2000-2003年与2004-2013年两个时间段的数据统计口径存在着不一致情况。详细情况参见本文第二部分关于竞争部门和垄断部门的具体划分。因此，本文接下来将只使用2004-2013年期间的数据进行回归估计，这样既可以检验研究结论的稳健性，还能具体考察近10年里劳动力市场扭曲对行业收入差距的影响情况（见表3）。
对比表2和表3可发现，动态面板模型中各个变量回归系数的符号和显著性情况基本一致。总体来看，所得的研究结论还是稳健的。其中，劳动力市场行业扭曲变量（idlm）的回归系数符号仍然都为负，并且在10%显著性水平下均显著。这说明劳动力市场扭曲程度对行业收入差距具有正向影响之结论具有较高的信度。其次，8个模型中行业收入差距的一阶滞后项的回归系数仍然均显著为正，但其二阶滞后项却不再显著，但这并不影响行业收入差距具有较强惯性的判断。再则，控制变量中的行业发展偏向度（dgidp）不再显著，人均实际gdp（lnrgdp）、经济开放度（eod）和城市化率（ur）的显著性水平也均有所下降；而非国有化程度（nosw）和行业开放度（iodf）的显著性水平却有了明显的提高，其中非国有化程度（nosw）在模型（13）、（14）和（16）中显著，而行业开放度（iodf）除模型（16）外其余都在10%显著性水平下显著，而且其回归系数符号均为负，这表明行业开放度越高，行业收入差距越小。最后，模型（9）～（16）都满足扰动项一阶序列自相关而二阶序列未自相关的假设，这说明两步差分GMM和系统GMM估计量均是一致的；另外8个模型也都通过了Sargan检验，因此选择的工具变量也是有效的。
另外，本文还将整个样本按东、中、西部划分，对本文研究结论的稳健性进行了进一步检验，结果并没有改变本文的结论。由于篇幅问题，在此不再详细列出。
五、结论及启示
垄断部门和竞争部门的收入差距不断扩大是我国收入差距居高不下的一个重要成因。市场化改革进程中，国家在将大部分行业向市场放开的同时，仍保留了对铁路、电力、电信等行业的行政垄断，使我国劳动力市场在行业上呈竞争-垄断“二元”分割扭曲，进而引发了“扭曲产生扭曲”之行业收入分配严重失衡问题。本文对此进行了理论分析与实证检验。首先，本文基于行业进入壁垒强度视角将全国所有行业划分为竞争和垄断两大部门，利用2000-2013年全国及22个省份的行业宏观数据测度出我国劳动力市场行业扭曲指数，发现2000年以来我国劳动力市场行业扭曲状况有了明显改善，全国劳动力市场一体化程度正在逐步提升。接着，在借鉴Restuccia等、Alvarez-Cuadrado等和盖庆恩等的分析框架的基础上，通过将劳动力市场扭曲引入到一个封闭的两部门一般均衡模型，构建出一个劳动力市场扭曲与收入分配差距的新分析框架，以此来分析劳动力市场扭曲对行业收入差距的影响，结果发现无论短期均衡还是长期均衡情形下，劳动力市场扭曲对行业收入差距均存在正影响，即劳动力市场行业扭曲越严重（对应指数越小），则行业收入差距越大。最后，基于所估测的劳动力市场行业扭曲指数，通过构建动态面板模型运用GMM估计实证检验了劳动市场扭曲与行业收入差距之间的关系，得出我国劳动市场扭曲程度与行业收入差距之间的确存在着显著且稳健的正向关系。
从本文结论可以得到如下启示：首先，劳动力市场行业扭曲对我国居民收入差距扩大起到了显著的推动作用，虽然这种扭曲源自于政府行政垄断，但却由此造成我国劳动力市场上竞争-垄断行业“二元”分割，进而引起我国行业收入差距持续扩大与收入分配不公问题。其次，劳动力市场的这种竞争-垄断“二元”分割扭曲不仅将外部优秀劳动力排斥在垄断行业之外进而造成生产潜能的浪费，更是打击身处竞争行业劳动者的人力资本投资积极性，这将不利于我国经济社会可持续发展，也背离了社会主义的本质。最后，必须进一步深化体制改革，特别是深化国有垄断企业改革，通过引入战略投资者、推进混合股份制改革、健全公司法人治理结构、完善和规范用工和薪酬制度，实现我国市场化水平的逐步提升，这样才能最终消除我国劳动力市场行业分割扭曲和收入分配失衡问题。另外，还可通过法律和制度方式建立一个统一的、市场化的用工制度，促进行业间劳动力自由流动，保障机会公平，消除各种歧视行为，真正做到同工同酬。
作者单位：西安交通大学经济与金融学院
责任编辑：牛泽东