我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入差距的決定因素＊——基于夏普里值過程的回歸方程分解

王 鵬

（西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，四川 成都610074）

一、問題的提出與已有的研究

改革開放30年來(lái)，我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資制度經(jīng)過了多次調(diào)整，勞動(dòng)力工資水平也發(fā)生了很大變化，工資收入差距問題逐漸顯現(xiàn)出來(lái)。在地區(qū)工資收入差距方面，2008年職工平均工資最高的上海為56565元，而最低的江西為21000元，后者僅為前者的1／3多一點(diǎn)；而在行業(yè)工資收入差距方面，2008年職工平均工資最高的證券業(yè)（172123元）是最低的畜牧業(yè)（10803元）的16倍。這些情況都表明了我國(guó)工資收入不平等的嚴(yán)重性。工資收入差距實(shí)質(zhì)上涉及公平與效率，工資收入分配不公平會(huì)帶來(lái)貧富差距問題，進(jìn)而影響社會(huì)和諧。為此，國(guó)內(nèi)學(xué)者從不同的角度對(duì)此進(jìn)行了大量的研究和探討。

從微觀角度對(duì)工資差異的研究主要集中于性別、戶籍和教育程度等勞動(dòng)力個(gè)體特征對(duì)工資收入的影響。張丹丹（2004）、王美艷（2005 a）、李實(shí)等（2006）和高夢(mèng)滔等（2007）對(duì)我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上性別工資差異進(jìn)行了研究，較為一致地發(fā)現(xiàn)男性勞動(dòng)力工資顯著高于女性；王美艷（2005 b）、鐘笑寒（2006）和謝周亮（2008）等對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)上戶籍或城鄉(xiāng)身份的研究發(fā)現(xiàn)，城市就業(yè)者與外來(lái)農(nóng)民工之間也存在一定的工資差異。勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)強(qiáng)調(diào)人力資本投資對(duì)工資的影響，勞動(dòng)者受教育程度和工作經(jīng)驗(yàn)等的差異直接造成了工資的差異。

大量的研究從行業(yè)、所有制、職業(yè)和地區(qū)等角度對(duì)工資收入差距進(jìn)行了分析。人們已經(jīng)普遍感受到行業(yè)間工資收入的不平等，行業(yè)工資水平取決于行業(yè)的相對(duì)壟斷程度，行業(yè)因素不斷成為城鎮(zhèn)勞動(dòng)力收入差距的重要因素（金玉國(guó)，2005；陳釗等，2010）；不同所有制的單位會(huì)面臨不同的發(fā)展政策和機(jī)遇，因而單位的盈利能力也不同，是企業(yè)間工資差異的決定因素（邢春冰，2005；寧光杰，2009；尹志超等，2009）；勞動(dòng)力的職業(yè)性質(zhì)是工資差異的主要因素之一（寧光杰，2009）；地區(qū)因素也是工資差距的重要因素，不同地區(qū)往往代表了不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)政策，市場(chǎng)潛力的空間分布、產(chǎn)業(yè)和城市的外部性等都會(huì)帶來(lái)地區(qū)之間的工資差異（王小勇，2006）。

已有研究從不同角度提供了我國(guó)工資差異情況的有益信息，但往往局限在某一方面，難以區(qū)分現(xiàn)實(shí)工資差距究竟在多大程度上由勞動(dòng)者個(gè)人能力決定，還是由勞動(dòng)者所在企業(yè)特征決定，或者由行業(yè)壟斷和職業(yè)分割等因素所致。因此，我們必須尋找決定工資收入差距的主要因素，以便開展有針對(duì)性的改革，緩解我國(guó)的工資收入差距問題。我們的探索在于：一是利用基尼系數(shù)和微觀數(shù)據(jù)研究我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入分配差距問題；二是不是從工資的構(gòu)成而是基于人力資本等基本決定因素對(duì)工資進(jìn)行分解，同時(shí)還利用最近幾年才發(fā)展起來(lái)的夏普里值（Shapley Value）分解法對(duì)工資收入差距的決定因素進(jìn)行分析，這一基于回歸方程的分解法能夠克服簡(jiǎn)單回歸分析和常規(guī)指數(shù)分解的局限，得到理論上可能的影響因素對(duì)工資收入不平等的貢獻(xiàn)大小，以便找到主要的工資收入差距決定因素。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源。本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系與香港科技大學(xué)調(diào)查中心在全國(guó)開展的社會(huì)基本狀況調(diào)查——中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）。該調(diào)查始于2003年，目前已開展了4次，本文利用的是2006年度數(shù)據(jù)。該調(diào)查在全國(guó)范圍內(nèi)采用不等概率下的四階段分層抽樣方法，詳細(xì)抽樣方案參見數(shù)據(jù)網(wǎng)站。①CGSS以18-69歲人口為調(diào)查對(duì)象，包括詳盡的個(gè)人人口學(xué)特征和經(jīng)濟(jì)社會(huì)活動(dòng)等方面的數(shù)據(jù)，從而已成為我國(guó)微觀經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域的重要數(shù)據(jù)。2006年有樣本10151人，剔除變量信息缺失的記錄后，最終進(jìn)入分析的有2081人，其中女性1034人，約占49.7%。

（二）工資收入差距的度量指標(biāo)。工資基尼系數(shù)同收入基尼系數(shù)一樣，都是衡量勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資分配平均程度的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。其取值在0-1之間，數(shù)值越大表明工資分配的不均等程度越高，數(shù)值越小表明工資分配的不均等程度越低。

（三）工資方程與分析變量。本文采用Mincer（1974）工資收入模型的一個(gè)變形形式，其半對(duì)數(shù)工資方程為：

其中，log（wage）是月工資收入的對(duì)數(shù)，X是一組解釋變量構(gòu)成的向量，u是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

被解釋變量：上月工資收入，包括所有的工資、各種獎(jiǎng)金和補(bǔ)貼。

解釋變量：本文重點(diǎn)考慮了個(gè)體特征、人力資本、社會(huì)資本、單位特征、工作行業(yè)、職業(yè)類別以及地區(qū)等因素對(duì)工資的影響，進(jìn)而研究其對(duì)工資收入差距的影響。從微觀角度講，工資主要由人力資本決定，人力資本主要由受教育水平和工作經(jīng)驗(yàn)等構(gòu)成。個(gè)人受教育水平以接受學(xué)校教育的年數(shù)來(lái)反映，以連續(xù)變量進(jìn)入模型；工作經(jīng)驗(yàn)是指勞動(dòng)者從所從事的工作中獲取的在職培訓(xùn)及能夠提高工作效率的經(jīng)驗(yàn)或體會(huì)，由于工作經(jīng)驗(yàn)很難測(cè)量，根據(jù)CGSS數(shù)據(jù)我們選取了被調(diào)查者從事這份工作的年數(shù)來(lái)代理。社會(huì)資本也非常難以衡量，我們選擇當(dāng)年春節(jié)期間以各種方式與您家庭相互拜年、交往的親屬、親密朋友和其他人的人數(shù)代理。單位特征主要考慮了單位所有制類型和單位規(guī)模。由于國(guó)有或國(guó)有控股及集體或集體控股單位占到了88.1%，我們分為公有和非公有兩類。②單位規(guī)模采用單位員工總?cè)藬?shù)度量。勞動(dòng)者所從事的行業(yè)按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)劃分為如表1所示的15個(gè)類別。職業(yè)類別根據(jù)第五次全國(guó)人口普查的分類標(biāo)準(zhǔn)劃分為如表1所示的六大類。工作行業(yè)和職業(yè)類別均以虛擬變量進(jìn)入模型。在模型中我們還控制了性別、戶籍等個(gè)體特征③及地區(qū)。變量的具體定義與統(tǒng)計(jì)描述見表1。

（四）分解方法。不平等分解的目的是挖掘其構(gòu)成和起因，以便尋找相關(guān)對(duì)策以減少不平等。本文采用 Wan（2002）提出的基于回歸分解的最新方法——將回歸方程和夏普里值分解原理有機(jī)地結(jié)合在一起。

半對(duì)數(shù)工資決定方程估計(jì)出來(lái)后，我們可以據(jù)此分解出各個(gè)解釋變量對(duì)我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入差距的影響。由于分析的是工資的差距而不是工資對(duì)數(shù)的差距，我們需要對(duì)工資決定方程進(jìn)行變形，否則會(huì)造成對(duì)工資變量分布的扭曲（趙劍治和陸銘，2009）。故對(duì)原模型兩邊取指數(shù)，待分解的方程如下：

上式中存在一個(gè)常數(shù)項(xiàng)，當(dāng)運(yùn)用收入差距的相關(guān)指標(biāo)如基尼系數(shù)時(shí)，它能夠從方程中去除而不會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生任何影響（Wan，2002）。對(duì)殘差項(xiàng)的影響程度可以很容易地由工資收入不平等減去解釋變量對(duì)不平等的解釋程度之和得到。因此，殘差為此方程中變量所不能解釋的工資收入差距部分，通常采用殘差與工資差距的比率來(lái)反映；而1減去這個(gè)比率就得到模型解釋的差距部分，反映了模型中全部解釋變量對(duì)工資差距的解釋程度（Wan，2002）。在完全理想的狀態(tài)下，殘差的影響應(yīng)該為零，這時(shí)工資收入差距完全被方程中的變量所解釋，但事實(shí)上這種情況很少發(fā)生，殘差很少為零。

表1 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)

在工資收入差距的形成過程中，一個(gè)影響因素對(duì)工資收入差距的貢獻(xiàn)取決于兩個(gè)方面：一方面是這個(gè)因素與工資的相關(guān)程度，即偏效應(yīng)系數(shù)的大??；另一方面是這個(gè)因素自身的分布不平等程度。給定一個(gè)因素與工資的偏效應(yīng)系數(shù)，該因素的分布不均程度越嚴(yán)重，它對(duì)工資差距的貢獻(xiàn)越大；而給定一個(gè)因素的分布不均程度，它對(duì)工資的偏效應(yīng)系數(shù)越大，其對(duì)工資差距的貢獻(xiàn)也越大。當(dāng)一個(gè)因素的偏效應(yīng)趨近于零或自身分布完全平等時(shí)，該因素對(duì)工資差距的貢獻(xiàn)就等于零。這就是基于回歸方程分析的不平等分解方法的基本原理。

三、實(shí)證分析

（一）工資收入方程的估計(jì)結(jié)果。由于地理位置、市場(chǎng)化程度和區(qū)域發(fā)展政策等因素，東部沿海地區(qū)在很多方面與中西部地區(qū)存在巨大差異，本文在整體分析的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分區(qū)域進(jìn)行研究。表2是工資收入決定方程的估計(jì)結(jié)果。

首先我們考察個(gè)體特征的影響。由表2可見，在控制其他因素后，性別系數(shù)為-0.255，在1%的水平上顯著，即勞動(dòng)力市場(chǎng)上女性勞動(dòng)力的工資要比男性低約25.5%，與目前大多數(shù)研究一致（張丹丹，2004；王鵬和劉國(guó)恩，2010），說(shuō)明我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在性別工資差異，而且中西部地區(qū)的性別差異要比東部地區(qū)更加嚴(yán)重。我們發(fā)現(xiàn)戶籍對(duì)工資的影響結(jié)果與謝周亮（2008）相反，擁有非農(nóng)業(yè)戶口的勞動(dòng)力在其他條件相同的情況下，其月工資比擁有農(nóng)業(yè)戶口低15.9%，在5%的置信水平上顯著，而且戶籍差異主要表現(xiàn)在東部地區(qū)。春節(jié)拜訪人數(shù)變量的結(jié)果與預(yù)期完全相符，在1%的水平上顯著為正，當(dāng)春節(jié)交往的朋友數(shù)增加1個(gè)時(shí)，其月工資收入將上升0.3%，這說(shuō)明社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)工資收入具有非常顯著的正向作用。

人力資本是影響工資的最重要因素，本文的實(shí)證結(jié)果也很好地支持了這一點(diǎn)。接受學(xué)校正規(guī)教育是人力資本投資的重要形式，對(duì)工資收入的影響十分顯著，勞動(dòng)力接受學(xué)校教育年數(shù)每增加一年，其月工資將顯著增加7.12%，這說(shuō)明學(xué)歷越高，工資收入越高。同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)東部沿海地區(qū)的教育回報(bào)率要比中西部地區(qū)高約兩個(gè)百分點(diǎn)，王海港等（2007）已經(jīng)證明勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度越高，教育收益率也越高。由于東部地區(qū)勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，其收益更高，從而成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平等的重要原因。工作經(jīng)驗(yàn)的結(jié)果與人力資本理論相符，工作經(jīng)驗(yàn)的平方項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，一次項(xiàng)系數(shù)為正，即隨著工作年限的增加工資會(huì)逐漸增加，但增加的幅度會(huì)越來(lái)越小，到一定的工作年限后將遞減為零，進(jìn)而變?yōu)樨?fù)。這說(shuō)明在勞動(dòng)力開始工作階段，隨著經(jīng)驗(yàn)的豐富，工資越來(lái)越高，達(dá)到一定工作年限后，工作經(jīng)驗(yàn)將阻礙工資增長(zhǎng)。但是工作經(jīng)驗(yàn)及其平方項(xiàng)不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。而在相對(duì)落后的中西部地區(qū)，工作年限在10%的水平上顯著，說(shuō)明“工齡”在中西部地區(qū)依然能對(duì)工資收入產(chǎn)生影響。

表2 工資決定方程的估計(jì)結(jié)果

工作單位特征對(duì)工資收入也有重大影響。單位的規(guī)模意味著單位的實(shí)力和效益等，一般來(lái)說(shuō)，單位規(guī)模越大，效益越好，員工工資越高。在其他條件相同的情況下，單位員工每增加1人，員工工資收入將增加0.00114%，在5%的水平上顯著。盡管這一因素對(duì)工資收入的影響力度不是很大，但我們也要看到成長(zhǎng)中的企業(yè)，規(guī)模變化相當(dāng)快速。工作單位所有制類型也對(duì)工資收入產(chǎn)生了巨大影響，在其他情況相同的條件下，工作在“公有制”單位的員工工資收入比非公有單位低約23.6%，在1%的水平上顯著，而且這一變量的影響主要集中在東部地區(qū)。東部地區(qū)所有制對(duì)工資收入的影響系數(shù)為-0.289，在1%的水平上顯著，中西部地區(qū)的這一因素不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。這反映出在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，“公有制”單位的效益遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于“非公有制”單位，從而其員工工資收入較低。

不同行業(yè)之間勞動(dòng)力的工資水平也存在一定差距。以地質(zhì)勘查業(yè)、水利管理業(yè)為參照組的全體樣本回歸結(jié)果顯示，除了“電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”、“金融、保險(xiǎn)業(yè)”和“房地產(chǎn)業(yè)”三大行業(yè)不具有統(tǒng)計(jì)顯著性外，其他行業(yè)的工資水平均比地質(zhì)勘查業(yè)、水利管理業(yè)低，而且至少在10%的水平上顯著。中西部地區(qū)所有行業(yè)的工資水平均顯著低于參照行業(yè)，而在東部地區(qū)，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，建筑業(yè)，金融、保險(xiǎn)業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，社會(huì)服務(wù)業(yè)，衛(wèi)生體育和社會(huì)福利業(yè)，教育、文化藝術(shù)及廣播電影電視業(yè)，以及科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)的工資水平都高于參照行業(yè)，而其他行業(yè)與其差異不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。從事不同職業(yè)也會(huì)帶來(lái)工資收入的不同：比較而言，國(guó)家機(jī)關(guān)、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負(fù)責(zé)人的工資收入最高，農(nóng)林牧漁水利生產(chǎn)人員的工資收入與其沒有顯著差異，其他職業(yè)均比參照職業(yè)低。不同職業(yè)類別在不同區(qū)域的工資收入較為一致。地區(qū)之間的工資收入也存在差異。

（二）基于回歸方程對(duì)工資收入差距的分解結(jié)果。聯(lián)合國(guó)世界發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)研究院（UNU-WIDER）依據(jù)夏普里值過程的基本思想開發(fā)了一個(gè)Java程序，利用該程序可以方便地進(jìn)行工資收入差距的分解。由表3可見，2006年工資基尼系數(shù)為0.43183，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的工資基尼系數(shù)也均超過了0.4。而一般經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為，工資基尼系數(shù)在0.2以下時(shí)，工資分配高度平均；在0.2-0.3時(shí)，為相對(duì)平均；在0.3-0.4時(shí)，為比較合理；超過0.4則工資差距太大（甘春華，2001）。我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資基尼系數(shù)已經(jīng)超過了0.4，表明我國(guó)無(wú)論是區(qū)域之間還是區(qū)域內(nèi)部的工資收入差距均過大，分配極不合理。

工資模型解釋了59.2%的工資基尼系數(shù)，東部地區(qū)和中西部地區(qū)分別解釋了其中的55.95%和55.76%，均超過了50%。這說(shuō)明我們建立的工資決定方程的自變量能夠較好地解釋工資收入差距，從而保證與此相關(guān)的研究結(jié)果具有很高的可信性。

表3 工資收入差距和被解釋的比例

由于我們使用的分解方法涉及的運(yùn)算量非常大，每增加一個(gè)變量，該程序的計(jì)算量將呈幾何級(jí)數(shù)增長(zhǎng)；當(dāng)變量超過10個(gè)時(shí)，由于運(yùn)算量過大，經(jīng)常無(wú)法得到結(jié)果。因此，為了簡(jiǎn)化計(jì)算，我們?cè)诜纸鈺r(shí)對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行了合并，主要有：（1）將所有行業(yè)分類啞變量合并為行業(yè)類型；（2）將所有職業(yè)分類啞變量合并為職業(yè)類型；（3）將工作經(jīng)驗(yàn)及其平方項(xiàng)合并為經(jīng)驗(yàn)因素；（4）將地區(qū)啞變量合并。這樣，能在不影響整個(gè)分解結(jié)果的前提下得到主要變量對(duì)工資收入差距的貢獻(xiàn)。

表4顯示了用夏普里值進(jìn)行分解的結(jié)果。左邊的貢獻(xiàn)度是指某一特定變量對(duì)工資基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)；中間是相對(duì)影響，我們把全部被解釋部分的工資基尼系數(shù)作為分母來(lái)計(jì)算不同因素的相對(duì)影響，所以不同因素的總的影響為100%；右邊的排序是對(duì)影響工資基尼系數(shù)的變量的相對(duì)影響的排名。

表4 工資收入差距分解結(jié)果

回歸分解發(fā)現(xiàn)，教育水平對(duì)工資收入不平等的影響在各要素中排名第一，這與田士超和陸銘（2007）的研究結(jié)論一致。無(wú)論是東部還是中西部均是如此，其相對(duì)影響均在35%以上，而且在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)影響更大，達(dá)到了近48%。由于教育是影響工資收入的重要因素，學(xué)歷越高的勞動(dòng)者獲取了更高的勞動(dòng)收入，進(jìn)而擴(kuò)大了工資收入差距。這說(shuō)明目前我國(guó)在人力資本投資上仍存在嚴(yán)重的不平等，勞動(dòng)力的教育成為了當(dāng)前我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入不平等的最重要決定因素。僅次于教育、排名第二的是地區(qū)因素。在全體樣本中地區(qū)因素對(duì)工資收入不平等的相對(duì)影響達(dá)到了25%，這與我們的直覺相符，因?yàn)榈貐^(qū)變量中包括大量的我們未觀測(cè)的因素，如宏觀政策、地理位置、自然環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施、文化底蘊(yùn)以及生活習(xí)慣等，這些因素在地區(qū)之間的差異對(duì)其工資收入差距的影響非常大。而在區(qū)域內(nèi)部，東部地區(qū)的地區(qū)因素對(duì)工資不平等的相對(duì)影響僅排名第五，中西部地區(qū)也只排在第四，均小于全體樣本中的地區(qū)因素。這可能反映了區(qū)域內(nèi)部的差異相對(duì)較小，區(qū)域之間的差距相對(duì)較大。

表4總體樣本分解中，性別和行業(yè)因素屬于第二梯隊(duì)，它們對(duì)工資收入不平等的相對(duì)影響在10%左右?！靶詣e”的貢獻(xiàn)在總體樣本中排名第三，對(duì)工資基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)為10.72%。而且中西部地區(qū)這一變量的貢獻(xiàn)比東部地區(qū)要大，在所有變量中排名第二。這可能是因?yàn)樵撟兞吭谥形鞑康貐^(qū)對(duì)工資的影響系數(shù)的絕對(duì)值比東部地區(qū)大很多，由變量的描述性統(tǒng)計(jì)可見，東部與中西部地區(qū)這一變量的標(biāo)準(zhǔn)差幾乎一樣。行業(yè)因素的影響與陳釗等（2010）的發(fā)現(xiàn)一致，行業(yè)之間的不平等是收入差距的重要成因。中西部地區(qū)行業(yè)對(duì)工資基尼系數(shù)的影響大于東部地區(qū)，而且分區(qū)域的貢獻(xiàn)均大于總體。

職業(yè)、單位所有制和社會(huì)關(guān)系對(duì)工資收入不平等的影響屬于第三梯隊(duì)，在5%左右。不同職業(yè)工資回報(bào)差距明顯，職業(yè)不平等也成為了我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入差距的一大因素。單位所有制在東部地區(qū)對(duì)工資收入不平等的影響非常大，接近11%，這可能是因?yàn)樵撟兞吭跂|部地區(qū)的分布比中西部地區(qū)更加不均，東部地區(qū)這一變量的標(biāo)準(zhǔn)差比中西部地區(qū)大得多，而且在表2的回歸結(jié)果中，該變量的系數(shù)絕對(duì)值也顯著大于中西部地區(qū)。社會(huì)關(guān)系對(duì)工資收入不平等的相對(duì)影響為4%，中西部地區(qū)略大于東部地區(qū)，由表2可見，這一變量的工資回報(bào)率在區(qū)域間相差無(wú)幾，這說(shuō)明社會(huì)關(guān)系在中西部地區(qū)的分布不均程度大于東部地區(qū)。其他因素如單位規(guī)模、戶籍和經(jīng)驗(yàn)等的影響相對(duì)較小，對(duì)工資收入差距的貢獻(xiàn)不明顯。

四、結(jié)論及政策含義

本文根據(jù)2006年全國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)資料，利用夏普里值方法和回歸分解技術(shù)，分析了我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入不平等的決定因素。我們發(fā)現(xiàn)：（1）與目前大多數(shù)研究結(jié)果一致，性別、戶籍等個(gè)體特征，教育人力資本，社會(huì)資本，單位特征、行業(yè)類別和職業(yè)類型均顯著影響我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工資收入差距。（2）教育人力資本是導(dǎo)致收入不平等的最重要因素，其對(duì)工資收入不平等的貢獻(xiàn)達(dá)到了37.47%；地區(qū)因素對(duì)工資收入不平等的相對(duì)影響達(dá)到了25%；性別與行業(yè)因素是僅次于教育和地區(qū)因素，導(dǎo)致工資收入不平等的重要因素；職業(yè)類型、單位所有制和社會(huì)關(guān)系是控制工資收入差距不容忽視的因素；而單位規(guī)模、戶籍以及工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)工資收入不平等的貢獻(xiàn)幾乎可以忽略不計(jì)。另外，我國(guó)不同區(qū)域勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入差距的決定因素有很大的差異：在東部發(fā)達(dá)地區(qū)，行業(yè)和單位所有制因素是僅次于最重要的教育因素——對(duì)工資收入不平等影響的決定因素；而在中西部地區(qū)，性別差異則是僅次于教育的最主要決定因素。

本文的政策含義在于，要控制我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工資收入差距，需要從以下幾個(gè)方面入手制定相關(guān)政策。所有能夠促使勞動(dòng)者教育人力資本均等化的政策措施對(duì)控制或降低工資收入差距都非常重要，如提高低工資收入勞動(dòng)者的教育水平。地區(qū)之間巨大的工資收入差距說(shuō)明我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策有待進(jìn)一步完善，如勞動(dòng)力要素在地區(qū)間能夠自由流動(dòng)等。平衡地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，有利于縮小勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入不平等。對(duì)不同職業(yè)、行業(yè)和單位類型的工資收入水平進(jìn)行調(diào)控，能夠有效緩解勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工資收入差距問題。

注釋：

①見http：／／www.cssod.org／search.php？key＝CGSS.

②見http：／／hxd.wenming.cn／llpd／2010-05／12／content＿119849＿8.htm.“公有制”不僅包括傳統(tǒng)的國(guó)有制和集體所有制，還包括國(guó)家和集體控股的股份制、股份合作制以及勞動(dòng)者的勞動(dòng)聯(lián)合和資本聯(lián)合為主的集體經(jīng)濟(jì)。

③我們還考慮了民族、婚姻狀況、黨員等個(gè)體特征，但回歸結(jié)果顯示其均不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，因此在進(jìn)一步分析時(shí)未將其納入模型。這同時(shí)也說(shuō)明我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上不存在民族、政治面貌等方面的工資溢價(jià)。

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