城鎮(zhèn)勞動力市場結(jié)構(gòu)變遷與收入不平等1989～2023-第1篇

城鎮(zhèn)勞動力市場結(jié)構(gòu)變遷與收入不平等1989～2009

一、問題的提出過去的30多年里，中國的經(jīng)濟(jì)改革不僅帶來了城鄉(xiāng)勞動力市場的快速變化，而且從根本上改變了城鄉(xiāng)勞動人口流動布局和社會分層結(jié)構(gòu)體系。由于急劇的社會變遷，中國的勞動力市場結(jié)構(gòu)和收入分配形態(tài)經(jīng)歷了幾次重大的、方向性的轉(zhuǎn)變，這種轉(zhuǎn)變與整個社會的人口變遷是緊密相連的。特別是隨著近年來大量農(nóng)村勞動力流入城鎮(zhèn)，城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷加快，城鎮(zhèn)勞動力市場的異質(zhì)性相比以往明顯增多。值得我們注意的是，與其他轉(zhuǎn)型中國家正在發(fā)生的，以及發(fā)達(dá)國家早期發(fā)生的市場轉(zhuǎn)型過程相似，中國的就業(yè)增長與就業(yè)充分化，主要也是通過向城鎮(zhèn)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移逐步得以實現(xiàn)的。從這個意義上講，城鎮(zhèn)勞動力市場結(jié)構(gòu)變遷不僅是中國實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的必由之路，也是向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型這一大的社會變遷過程中必然出現(xiàn)的現(xiàn)象，且是這一過程中不可或缺的重要組成部分。城鎮(zhèn)勞動力市場結(jié)構(gòu)變遷的另一個重要意義在于，它使得不同社會群體間的收入分配格局有了新的變化。特別是進(jìn)入20世紀(jì)90年代后期以來，城鎮(zhèn)內(nèi)部收入分配差距的擴(kuò)大速度逐漸超過了農(nóng)村，同時城鎮(zhèn)人口比重逐年增加，這使得城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距在全國總體收入分配中的相對重要性日益提高。但無論是對于城鎮(zhèn)還是農(nóng)村中的低收入群體而言，通過向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移獲得非農(nóng)收入已經(jīng)成為貧困人口擺脫貧困的主要途徑。農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的根本動力，也是來源于城市中更高的收入和更多的就業(yè)機(jī)會。然而現(xiàn)實中面臨的主要矛盾就在于，當(dāng)大規(guī)模農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移已經(jīng)發(fā)生，而分割城鄉(xiāng)勞動力市場的戶籍制度尚未徹底改革時，作為勞動力市場上的后來進(jìn)入者，在城鎮(zhèn)勞動力市場上不得不面臨著諸多的不平等，諸如就業(yè)機(jī)會獲得上受到“準(zhǔn)入門檻”限制，工資待遇上遭受“同工不同酬”，以及社會福利上難以獲得同等水平的制度保障。因此，一個不斷被追問的問題就是，農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移是否真的改善了后期進(jìn)入者的生活質(zhì)量?如果把農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移視為縮小城鄉(xiāng)間收入差距的一種重要機(jī)制，為何隨著我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模的不斷擴(kuò)大，城鄉(xiāng)間收入差距依然十分明顯?這種現(xiàn)象之所以在很長一段時間內(nèi)存在，一種可能解釋是，市場化改革直接導(dǎo)致社會收入分配機(jī)制滲入了市場成分，進(jìn)而引起收入不平等在轉(zhuǎn)軌時期內(nèi)持續(xù)性的擴(kuò)大。應(yīng)當(dāng)指出，這是向市場轉(zhuǎn)型的必然結(jié)果，而且從經(jīng)濟(jì)長期的發(fā)展趨勢來看，這種因市場化改革而導(dǎo)致的收入不平等通常會隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展而不斷縮小，因此由市場本身引起的不平等是必然的，也是合乎常態(tài)的現(xiàn)象。另一種可能解釋是，作為城鎮(zhèn)勞動力市場上的后來進(jìn)入者受到了相比以往更多的就業(yè)限制和制度約束。如果粗略地把勞動力轉(zhuǎn)移類型簡化為早期進(jìn)入者與后期進(jìn)入者，同時注意到勞動力轉(zhuǎn)移過程迄今還在進(jìn)行中，那么，我們可以把這個問題重新闡述為：相比早期進(jìn)入者，后期進(jìn)入者是否面臨著就業(yè)機(jī)會獲得和工資收入上的不平等對待以致收入不平等進(jìn)一步擴(kuò)大?如果回答是肯定的，那么這種不平等結(jié)果是如何在勞動力轉(zhuǎn)移過程中形成的?在這里，提出這一問題的主要目的并不是把收入不平等問題的成因完全歸結(jié)于某一因素以至于排除其他因素的影響，而是為了更好地識別出勞動力轉(zhuǎn)移過程中對城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距擴(kuò)大起決定性影響的因素。從現(xiàn)有研究來看，大部分學(xué)者都把注意力集中于對影響收入不平等的某一特定因素進(jìn)行分析，比如性別(李實、古斯塔夫森，1999；王美艷，2005)、教育(賴德勝，1997；李實、丁賽，2003)、地區(qū)(GustafssonandLi，1998；奈特等，1999；KhanandRiskin，2001)、戶籍(Khanetal.，1998；Sicularetal.，2007)等等，因此每一個研究者基本上都可以總結(jié)出某一個對收入不平等形成機(jī)制起重要影響的因素，但是此類研究又缺乏一致性地支持這種結(jié)論的有力證據(jù)。由于未能把各種相關(guān)因素納入到一個統(tǒng)一的、適用范圍較廣的分析框架中進(jìn)行考察，這使得我們既無法區(qū)分出各種因素對收入不平等的相對貢獻(xiàn)，也難以確切地知道各種因素在收入分配機(jī)制中究竟是起著擴(kuò)大還是縮小不平等的作用。有鑒于此，本文依據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和現(xiàn)實觀察來識別影響收入不平等的諸多因素，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建一個統(tǒng)一的分析框架，以期系統(tǒng)地分析各因素對城鎮(zhèn)勞動收入不平等的貢獻(xiàn)，定量測度各因素對收入不平等的相對重要性，并進(jìn)一步探討我國城鎮(zhèn)勞動收入不平等形成的內(nèi)在機(jī)制。這里需要明確的是，本文所指的“勞動力市場結(jié)構(gòu)變遷”并不是簡單地等同于“勞動力轉(zhuǎn)移”，而是著重于觀察勞動力市場中各組成成分的變化，比如擁有高等教育學(xué)歷的就業(yè)人口比例相比以往有了明顯提高，是否教育在決定工資收入機(jī)制中起著越來越重要的作用?中國女性就業(yè)率近5年來有了大幅增長，勞動者性別結(jié)構(gòu)差異是否會導(dǎo)致工資收入上的差異?另外，單位所有制結(jié)構(gòu)、職業(yè)屬性、戶籍身份以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異也是導(dǎo)致勞動收入不平等的重要原因。基于此，本研究綜合考慮以上各種因素，利用面板數(shù)據(jù)來檢驗這些因素在總體收入不平等中的相對重要性是否有了顯著性的變化。本文將從以下幾個方面來深化上述有關(guān)問題的探討。首先，簡要回顧和評述國內(nèi)外相關(guān)研究文獻(xiàn)，并在此基礎(chǔ)上梳理本研究使用的數(shù)據(jù)及方法。為了更完整地反映不同時期城鎮(zhèn)勞動力市場結(jié)構(gòu)特征及其演變過程，本文利用1989～2009年進(jìn)行的8次全國性城鎮(zhèn)住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，分別按樣本組群和收入來源對收入不平等進(jìn)行逐項分解，以此考察不同時期各個因素對收入不平等的影響效應(yīng)。其次，為了控制樣本選擇性偏差，本文引入了傾向得分匹配(PropensityScoreMatching)方法進(jìn)行樣本配對。最后在建立無偏估計的回歸模型的基礎(chǔ)上，本文運(yùn)用夏普里值分解法(ShapleyValueDecomposition)對影響收入不平等的諸多因素進(jìn)行綜合分解，據(jù)此考察各種影響因素對收入不平等的相對重要性。夏普里值分解法是新近發(fā)展起來的一種基于回歸模型的不平等分解方法，由于它符合自然分解原理，可以對所有影響收入不平等的因素進(jìn)行綜合性分解，所以在社會學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域得到了越來越廣泛的應(yīng)用(ShorrocksandWan，2004；萬廣華，2004)。利用夏普里值分解方法，本研究定量考察了近20年來我國城鎮(zhèn)勞動力市場結(jié)構(gòu)變遷與收入不平等的動態(tài)演變過程并揭示了導(dǎo)致城鎮(zhèn)內(nèi)部收入不平等擴(kuò)大的主要原因。二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧從現(xiàn)有關(guān)于城鎮(zhèn)勞動力市場演變與收入不平等的研究文獻(xiàn)來看，這些研究主要集中于討論以下兩個方面的問題：一是力圖客觀的描述和精確預(yù)測城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距變化的基本趨勢(KnightandLi，1991；趙人偉、李實，1997；Khanetal.，1999；Yang，1999；FlemmingandMicklewright，2000；GustafssonandLi，2001；Meng，2004；Demurgeretal.，2006)；二是進(jìn)一步深入探討和分析導(dǎo)致城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距變化的主要原因，并據(jù)此進(jìn)行收入不平等的分解(Wan，2004；萬廣華，2004；KhanandRiskin，2005；DengandLi，2009；陳斌開等，2009；陳釗等，2010)?？偟膩砜?，大部分經(jīng)濟(jì)學(xué)者試圖找出各種可能導(dǎo)致收入不平等變化的原因，以及各種影響收入不平等的因素在收入分配形成機(jī)制中的相對重要性。然而，許多學(xué)者在進(jìn)行收入不平等的分解時，大都把研究視角聚焦于某一特定因素，并未將各種因素綜合起來形成統(tǒng)一的分析框架。綜觀國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，通過夏普里值分解方法，結(jié)合傾向得分匹配法來研究中國城鎮(zhèn)勞動力市場中各種因素對收入不平等的貢獻(xiàn)迄今為止還并不多見，據(jù)此探討制度性因素影響勞動收入不平等的經(jīng)驗研究更是付之闕如。在計量方法上，早期研究大都利用Shorrocks提出的樣本組群分解法對總體收入不平等進(jìn)行逐項分解。例如，有學(xué)者通過對不同所有制單位的性別工資差異進(jìn)行分解后發(fā)現(xiàn)，非市場組的性別工資差距完全是由歧視造成的，而市場組性別工資差距有2/3來源于歧視(Meng，1998)。此后，有學(xué)者進(jìn)一步指出，從國有部門到非國有部門的工資差異中，歧視能夠解釋不平等的貢獻(xiàn)份額逐次降低(Liu，MengandZhang，2000)。另外，也有部分研究認(rèn)為，國有部門的性別工資差距小于非國有部門，可能解釋是國有部門的工資收入分配通常存在較為嚴(yán)重的“平均主義”傾向(尹志超、甘犁，2009)。除了按樣本組群進(jìn)行分解外，大多數(shù)學(xué)者還遵循Shorrocks提出的按收入來源對總體收入不平等進(jìn)行分項分解。例如，有學(xué)者將我國城鎮(zhèn)居民收入來源細(xì)分為8項，分別為工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入、私人轉(zhuǎn)移性收入、公有住房補(bǔ)貼、自有住房租金、退休金及其他津貼(KhanandRiskin，1998)。通過對這些收入來源逐項分解后研究發(fā)現(xiàn)，工資性收入對總體收入不平等的貢獻(xiàn)份額最大，而且呈現(xiàn)出一種上升的趨勢，具體表現(xiàn)為從1988年的33.9％增長到1995年的45.6％。至于其他工資外收入，包括財產(chǎn)性收入、自有住房租金和退休金的貢獻(xiàn)率均有不同幅度的提升，而經(jīng)營性收入、私人轉(zhuǎn)移性收入、公有住房補(bǔ)貼和其他津貼的貢獻(xiàn)率則相對下降。這意味著居民收入分配差距的形成事實上是由于各項收入來源的構(gòu)成成分發(fā)生變化所引起的，而這些收入來源變化的背后則是社會經(jīng)濟(jì)地位的轉(zhuǎn)變。來自同一時期大型社會調(diào)查資料的另一項研究發(fā)現(xiàn)，工資外收入對城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距的總體貢獻(xiàn)率不斷提高(李實、趙人偉，1999)。作為城鎮(zhèn)居民最主要的收入來源，工資性收入自然成為收入分配研究中的重點，但值得注意的是，除了工資性收入，工資外收入對總體不平等的貢獻(xiàn)也是不容忽視的。有學(xué)者通過厘清各種收入來源的市場化程度后發(fā)現(xiàn)，隨著轉(zhuǎn)移性收入占城鎮(zhèn)居民總體收入的比重下降，轉(zhuǎn)移性收入對總體收入不平等的貢獻(xiàn)份額也趨于下降。同樣地，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對總體收入不平等的貢獻(xiàn)率也出現(xiàn)了向下傾斜的曲線軌跡，非農(nóng)經(jīng)營收入對總體不平等的貢獻(xiàn)率則相對提高，所以工資性收入貢獻(xiàn)份額的變化主要取決于其他收入來源尤其是非農(nóng)經(jīng)營收入(陳光金，2010)。但也有部分研究得出了不同的結(jié)論，認(rèn)為家庭經(jīng)營收入對總體收入不平等的貢獻(xiàn)率不斷提高，而且公共轉(zhuǎn)移性收入的影響作用并沒有下降(瞿晶、姚先國，2011)。相比較之下，前一個研究綜合了多項大型社會調(diào)查資料，提供了更富有說服力的經(jīng)驗證據(jù)。但無論結(jié)果如何，將工資外收入包含在收入概念范疇之內(nèi)本身就是對現(xiàn)有收入分配研究的一個有益補(bǔ)充和擴(kuò)展。需要明確的是，不管是按樣本組群或按收入來源進(jìn)行分解，這兩種分解模式都無法從整體上對各種影響收入不平等的因素的相對重要性進(jìn)行排序和系統(tǒng)分析?；诖耍罱芯繉κ杖氩黄降仍絹碓絻A向于采用基于回歸模型的夏普里值分解方法。例如，有學(xué)者比較了教育、經(jīng)驗、性別和地區(qū)因素各自在收入不平等中的相對重要性，研究結(jié)果顯示教育和地區(qū)對城鎮(zhèn)居民勞動收入差距的貢獻(xiàn)率均有所提高，經(jīng)驗的貢獻(xiàn)率持續(xù)下降，性別的貢獻(xiàn)率則一直處于較低水平(陳斌開等，2009)。但是，也有部分研究認(rèn)為地區(qū)、教育、職業(yè)、行業(yè)和所有制對城鎮(zhèn)居民收入差距的貢獻(xiàn)率均有所提高(陳釗等，2010)。很顯然，由于研究者在調(diào)查數(shù)據(jù)和時間點上的選擇不盡相同，導(dǎo)致上述研究結(jié)論出現(xiàn)了一定的差異。此外，在研究方法和計量上是否充分考慮樣本選擇性偏差，對于最終研究結(jié)果是否穩(wěn)健同樣有重要影響，而目前絕大多數(shù)研究對上述問題并未給予足夠的重視。相比之下，本文將更為細(xì)致地呈現(xiàn)城鎮(zhèn)勞動力市場中收入不平等的形成機(jī)制，特別是制度性因素在收入不平等中的相對重要性，以期為相關(guān)研究提供來自轉(zhuǎn)型中的中國的經(jīng)驗證據(jù)。三、數(shù)據(jù)來源和計量方法(一)數(shù)據(jù)來源本文所使用的數(shù)據(jù)來自于中國疾病預(yù)防控制中心營養(yǎng)和食品安全研究所與美國北卡羅來納大學(xué)共同收集的“中國居民營養(yǎng)與健康調(diào)查”(CHNS)數(shù)據(jù)，我們選擇其中的城鎮(zhèn)住戶抽樣調(diào)查部分。該調(diào)查資料包含了被訪者的詳細(xì)就業(yè)信息，包括當(dāng)前就業(yè)狀況、職業(yè)類型、單位屬性以及通過各種就業(yè)途徑獲得的經(jīng)濟(jì)收入等等。為了更完整地反映我國城鎮(zhèn)勞動力市場結(jié)構(gòu)與收入分配的動態(tài)演化過程，本研究選取了1989～2009年8個時點上的城鎮(zhèn)住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，時間跨度為20年。結(jié)合我國一般勞動人口的基本特征，我們選擇年齡在18～60歲之間，職業(yè)為非農(nóng)業(yè)、非學(xué)生并且擁有非農(nóng)勞動收入的城鎮(zhèn)勞動人口作為研究對象。本研究的樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果參見表1。如表1所示，1989～2009年期間我國城鎮(zhèn)非農(nóng)勞動人口比重呈現(xiàn)一種上升的總體趨勢。導(dǎo)致這種現(xiàn)象出現(xiàn)的主要原因是，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型以后我國非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和非國有經(jīng)濟(jì)都得到快速發(fā)展，相應(yīng)的，非農(nóng)就業(yè)人數(shù)和自主經(jīng)營人員比例有了較大幅度的提升。所以，當(dāng)我們研究城鎮(zhèn)勞動收入差距時，如果僅僅考慮非農(nóng)勞動人口而沒有顧及從業(yè)者的就業(yè)選擇傾向的話，很可能會導(dǎo)致估計結(jié)果有偏。特別是當(dāng)個體選擇自主經(jīng)營而不是被雇傭時，勞動收入對總體收入不平等的貢獻(xiàn)份額可能被高估，個體經(jīng)營收入的貢獻(xiàn)率則被低估。因此，在分解收入不平等之前首先有必要考慮樣本選擇性偏差的問題。在此基礎(chǔ)上，我們計算出了1989～2009年期間我國城鎮(zhèn)勞動收入不平等的基尼系數(shù)(見表2)。表2報告了過去20年里我國城鎮(zhèn)勞動收入不平等的變化趨勢。從中可以清楚地看到，盡管城鎮(zhèn)勞動收入差距在個別年份有所下降，但總體上仍呈現(xiàn)出一種上升的趨勢，特別是自2004年起，基尼系數(shù)已經(jīng)超過了0.4的國際警戒線，收入差距過大的問題在此期間也得到了各方的極大關(guān)注。其次，使用個人收入數(shù)據(jù)計算出來的基尼系數(shù)通常比家庭收入數(shù)據(jù)得到的估計值更高，這是因為貧困家庭人口規(guī)模更大，人口撫養(yǎng)比更高。最后，經(jīng)過消脹和地區(qū)間購買力(CPI)平減后的收入數(shù)據(jù)計算出來的基尼系數(shù)，相比于未經(jīng)平減的收入數(shù)據(jù)計算出來的基尼系數(shù)更高，平均高出近3個百分點。這是因為各地區(qū)物價和消費(fèi)水平存在一定差異，如果未對收入數(shù)據(jù)做任何消脹處理，可能導(dǎo)致地區(qū)因素對收入不平等的貢獻(xiàn)率被高估(Demurgeretal.，2006)。因此，本研究所使用的個人和家庭收入數(shù)據(jù)都是平減后的無偏估計。(二)計量方法本研究所使用的方法主要分為以下3種：一是按樣本組群和收入來源分別對收入不平等進(jìn)行逐一分解，即首先按所有制、教育、戶籍和地區(qū)類別進(jìn)行分組，然后依照工資性收入和工資外收入進(jìn)行分項分解。其次，為了控制樣本選擇性偏差，本研究使用傾向得分匹配法進(jìn)行組群配對，估計出不同組群的傾向得分值并將其估計值置入回歸模型中。第三，基于回歸模型，本文運(yùn)用夏普里值分解法對影響收入不平等的各個因素進(jìn)行貢獻(xiàn)率大小的分解，據(jù)此識別出各因素對收入不平等的相對重要性，最后根據(jù)這些因素在不同年份的貢獻(xiàn)率變動情況進(jìn)行有序排列。依照以上實施步驟，本文首先采用樣本組群分解法(DecompositionbyPopulationGroups)進(jìn)行分析，其模型如下：需要明確的是，不管是按樣本組群或是按收入來源進(jìn)行分解都無法綜合考察各種因素在收入不平等形成機(jī)制中的相對重要性。為了克服上述缺陷，Shorrocks首次提出了基于回歸模型的夏普里值分解法，其后經(jīng)過Shorrocks和Wan修正后，該方法在20世紀(jì)90年代以后得到了日益廣泛的應(yīng)用。在這里，為了控制樣本選擇性偏差，本研究先是應(yīng)用傾向得分匹配運(yùn)算程式，即在估計出所有樣本傾向性選擇行為的概率后，將得到相近概率的實驗組與對照組進(jìn)行配對，在匹配的樣本組群中計算出實驗組與對照組的差異，進(jìn)而得到實驗組的平均處理效應(yīng)(ATT)，與此相對應(yīng)的模型為：四、估計結(jié)果分析根據(jù)前面介紹的樣本組群分解法，本文首先估計了1989～2009年期間影響我國城鎮(zhèn)勞動力市場結(jié)構(gòu)變遷的因素，包括所有制、教育、戶籍和地區(qū)等社會經(jīng)濟(jì)變量各自對勞動收入不平等的貢獻(xiàn)額，以期更好地識別出勞動力市場結(jié)構(gòu)各因素對勞動收入不平等的凈效應(yīng)。(一)按所有制分組的收入不平等分解在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，市場化改革對收入分配的影響一直是社會學(xué)者熱切關(guān)注的焦點話題。為了檢驗市場化改革的直接影響，我們首先按照所有制屬性將總體樣本劃分為國有部門和非國有部門兩類。其中國有部門包含國有企業(yè)和國有事業(yè)單位，非國有部門包括私營、個體企業(yè)和“三資”企業(yè)。詳盡分解結(jié)果參見表3。表3的結(jié)果頗為耐人尋味，從中我們不難看出，盡管部門間比部門內(nèi)部差異解釋了更多的收入不平等，但是部門間的收入分配差距經(jīng)歷了一個逐年不斷縮小的過程。應(yīng)當(dāng)指出，這種變化與我國市場化改革進(jìn)程是分不開的。在此期間，由于多種所有制經(jīng)濟(jì)在我國得到快速發(fā)展，特別是私有部門急劇擴(kuò)張后，市場導(dǎo)向的收入形成機(jī)制逐漸替代了非市場機(jī)制。因此，非國有部門內(nèi)部的收入分配差距日益擴(kuò)大，而國有部門與非國有部門之間的收入差距相應(yīng)的逐漸縮小。具體來看，非國有部門內(nèi)部的貢獻(xiàn)率從1989年的不足1％快速上升到2009年的19.16％，并且其貢獻(xiàn)份額已逐漸超過了國有部門。相應(yīng)的，國有部門內(nèi)部差異對總體收入不平等的貢獻(xiàn)有了明顯下降，從1989年的29.22％下降到2009年的18.42％。毋庸諱言，這種轉(zhuǎn)變與該時期我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和市場化改革是密切相關(guān)的，由此我們可以初步推斷出市場化改革對總體收入不平等的確存在著一種擴(kuò)大效應(yīng)?？紤]到非國有部門目前仍處于不斷擴(kuò)張中，我們可以預(yù)測這種狀況將在未來一段時間內(nèi)繼續(xù)影響并擴(kuò)大更大范圍的收入不平等。(二)按教育水平分組的收入不平等分解在解釋由市場導(dǎo)向的收入形成機(jī)制如何擴(kuò)大收入不平等時，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家都把關(guān)注的視角轉(zhuǎn)向了教育人力資本的市場信號作用上，這是因為在相對成熟的市場經(jīng)濟(jì)中，教育無論是在獲得就業(yè)機(jī)會上還是工資收入決定機(jī)制中都起著重要的甚至是決定性的影響。從表4中我們可以清楚地看到，教育對收入不平等的貢獻(xiàn)具有兩個階段性的特征：一是20世紀(jì)80年代末90年代初期，受教育水平組間差異解釋了60％以上的收入不平等，組內(nèi)差異的貢獻(xiàn)率則相對較小，基本維持在40％左右。在此期間，我國城鎮(zhèn)勞動力市場發(fā)育程度和整體勞動人口的受教育水平普遍較低，不同受教育水平群體間的收入差距更加突出。第二階段出現(xiàn)在90年代中后期，情況有了明顯逆轉(zhuǎn)：受教育水平組內(nèi)差異對總體收入不平等的貢獻(xiàn)率提高到50％左右，逐漸超過了組間差異所引起的收入不平等。而從組內(nèi)內(nèi)部構(gòu)成成分的變化來看，高等教育對收入不平等的貢獻(xiàn)率盡管在2009年已有所下降，但總體上仍處于不斷上升的趨勢。很顯然，這種上升變化與90年代后期我國高等教育擴(kuò)張有著直接關(guān)聯(lián)。(三)按戶籍分組的收入不平等分解如果說由市場化機(jī)制所引起的收入不平等擴(kuò)大是合乎經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律的常態(tài)現(xiàn)象，那么由戶籍制度這種非市場機(jī)制導(dǎo)致的收入不平等擴(kuò)大則是不符合社會公平準(zhǔn)則的非正?，F(xiàn)象。為了考察戶籍因素在收入不平等形成機(jī)制中的凈影響，我們按照從業(yè)人員的戶籍身份對總體收入不平等進(jìn)行分解(詳見表5)。如表5所示，戶籍因素對總體收入不平等的貢獻(xiàn)率有較大的起伏波動，但總體上仍呈現(xiàn)出一種日趨下降的趨勢，顯現(xiàn)出戶籍身份對城鎮(zhèn)勞動收入不平等的影響作用正趨于減弱。具體來看，戶籍組內(nèi)差異對收入不平等的貢獻(xiàn)率基本穩(wěn)定地維持在55％左右，說明城鎮(zhèn)內(nèi)部收入不平等主要還是來源于同一戶籍群體尤其是城鎮(zhèn)內(nèi)部勞動人口。而流人城鎮(zhèn)的農(nóng)村勞動人口其內(nèi)部收入差異雖然只解釋了其中很小的一部分，大致上在5％～12％之間，但通過比較不難發(fā)現(xiàn)，20世紀(jì)90年代后期其貢獻(xiàn)率有了一定幅度的上升，直至2006年以后才有所下降。這種現(xiàn)象一方面說明戶籍制度的確使得流入城鎮(zhèn)的農(nóng)村務(wù)工人員的收入與城市的本地勞動人口的收入產(chǎn)生一定的差異，另一方面也反映了我國各地勞動力市場化程度日益提高，戶籍身份對收入不平等的影響作用正在不斷減弱。(四)按地區(qū)分組的收入不平等分解不管社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)如何演化，居民收入分配差距通常都存在一定的地區(qū)差異。為了探討地區(qū)因素對總體收入不平等的直接影響，接下來我們將劃分東部、中部和西部三大地帶對收入不平等進(jìn)行分解(見表6)。結(jié)果顯示，地區(qū)內(nèi)部收入差距對總體收入不平等的貢獻(xiàn)份額較高，其貢獻(xiàn)率大致上維持在34％～39％之間；地區(qū)間收入差距的貢獻(xiàn)率相對較低，約為15％。具體來看，東部地區(qū)收入差距解釋了大部分地區(qū)內(nèi)部收入不平等，尤其是到了20世紀(jì)90年代中后期以來，這一比例上升到25％左右，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部和西部地區(qū)。中部地區(qū)收入差距對全國總體收入不平等的貢獻(xiàn)率維持在10％左右，西部地區(qū)則一直處于較低的水平。究其原因，這種地區(qū)收入分配差距的形成主要歸結(jié)于東部地區(qū)的市場化改革進(jìn)程比中西部地區(qū)來得更快?？偟膩砜?，地區(qū)間收入分配差距對總體收入不平等的貢獻(xiàn)率比地區(qū)內(nèi)部更小，說明地區(qū)內(nèi)部收入不平等問題更加突出，而且地區(qū)內(nèi)部收入差距對總體不平等的貢獻(xiàn)率較為平穩(wěn)地呈現(xiàn)出“東部大于中部、中部大于西部”的梯級分布特征。(五)按收入來源對收入不平等的分解正如前文所介紹的，樣本組群分解法并不適用于數(shù)值型變量，為此我們引入了按收入來源分解的方法。盡管勞動收入的來源有很多，但對于絕大多數(shù)城鎮(zhèn)就業(yè)人員來說，其最主要的勞動收入就是相對固定的工資性收入，其次是獎金補(bǔ)貼等工資外收入。因此，按照收入來源的不同我們將其劃分為工資和獎金補(bǔ)貼兩項，分別運(yùn)用基尼系數(shù)、變異系數(shù)、阿特金森指數(shù)和廣義熵指數(shù)等多種測量指標(biāo)對城鎮(zhèn)勞動收入不平等進(jìn)行逐一分解。分解結(jié)果見表7。表7顯示了工資性收入是城鎮(zhèn)勞動收入最主要的來源，其貢獻(xiàn)率高達(dá)70％以上。通過對基尼系數(shù)、變異系數(shù)、阿特金森指數(shù)和廣義熵指數(shù)等多種收入不平等測量指標(biāo)的比較，我們不難發(fā)現(xiàn)利用基尼系數(shù)和變異系數(shù)得到的估計值存在較大的差異，由阿特金森指數(shù)和廣義熵指數(shù)測度出來的結(jié)果十分接近。但不管是采用哪一種測量方法，工資性收入對總體不平等的貢獻(xiàn)率高于獎金和補(bǔ)貼的貢獻(xiàn)率都是保持一致的。這再次印證了工資性收入在城鎮(zhèn)勞動收入分配中的重要性。對此，我們大抵可以從以下幾方面來理解。首先，自20世紀(jì)90年代初我國推行工資制度改革以來，勞動收入分配越來越多地受到市場化機(jī)制的影響，即使是公共部門也不例外。其次，相比于工資性收入，獎金和補(bǔ)貼顯得更加靈活多樣，并且包含更多的激勵成分。此外，工資性收入受到稅收制度的約束，而對于獎金補(bǔ)貼發(fā)放的強(qiáng)制性要求較少，甚至常常被用于規(guī)避已有的稅制，從而掩蓋了真實的收入差距。對于那些帶有隱蔽性的、難以觀測到的工資外收入，可能是導(dǎo)致城鎮(zhèn)收入差距擴(kuò)大的重要原因，所以工資性收入貢獻(xiàn)份額的變化最終仍取決于其他收入來源。(六)基于回歸模型的夏普里值分解通過采用樣本組群分解或是按收入來源進(jìn)行分解，我們可以單獨計算出各因素對城鎮(zhèn)勞動收入不平等的貢獻(xiàn)率，但無法對各因素在總體收入不平等中的相對重要性進(jìn)行精