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甸尤穆
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1 工资不平等的上升 : 结构效应与价格效应李晓华 ( 浙江大学经济学院, 杭州 lxh0618@163.com ) 摘要 : 使用来自中国城镇家庭调查的横截面数据, 本文应用 Machado and Maa (2005) 所提出并由 Auor, Kaz and Kearney (2005) 所扩展的 Quanile-JMP 分解技术来评价劳动力结构 ( 主要指教育和工作经验年限 ) 以及劳动力市场价格变动对年间工资分布高端和低端的影响首先介绍了 Q-JMP 分解对 JMP 方法缺陷的克服, 然后用 Q-JMP 方法分解工资分布的变动, 发现 : 劳动力结构的变动主要作用在工资分布的低端, 减弱了与其同时作用但力量相反 ( 增加不平等 ) 的价格变动的影响力工资分布高端不平等的稳定增长几乎全部被组间和组内价格的上升所解释, 劳动力结构对工资分布高端的不平等影响很小总的来说, 结构效应作用比较小 ( 尽管对低端的影响远远超过对高端的影响 ), 工资分布高端和低端的不平等变动主要被增长的组内价格和组间价格所解释关键词 : 工资不平等 Quanile Regression JMP 分解方法 Rising Wage Inequaliy: Composiion Effec and Price Effec Absrac: Using a unique repeaed cross-secional micro daase from he China Household Surveys (UHS), his paper applies Quanile-JMP decomposiion echnique proposed by Machado and Maa (2005) and exended by Auor, Kaz and Kearney (2005) o evaluae he role of changing labor force composiion (in erms of educaion and experience) and changing labor marke prices o he expansion of upper- and lower-ail inequaliy over he period We show ha he Q-JMP decomposiion correcs shorcomings of he original Juhn-Murphy-Pierce (1993) full disribuion accouning mehod. Our analysis reveals ha shifs in labor force composiion have primarily operaed on he lower half of he wage disribuion by muing a conemporaneous, counervailing lower-ail price expansion. The seady rise of upper ail inequaliy appears almos enirely explained by rising beween-group and wihin group prices. The conribuion of changing labor force composiion o rising upper ail inequaliy is quie small. Overall, he analysis shows a small role for composiion (hough larger for lower-ail han upper-ail) and a predominan role for rising beween and wihin-group prices in explaining he parallel growh of upper and lower ail inequaliy. Key words: Wage inequaliy, Quanile Regression, JMP decomposiion 1

2 一引言伴随着中国经济市场化改革的发端加速和不断深化, 其收入分布状况发生了剧烈变动, 成为世界上收入不平等增长最快的国家之一, 工资分布上第 90 与第 10 百分点的比值从 1988 年的 3.0 迅速上升到 2001 年的其他转型国家虽然也出现了不平等的快速增长 2, 但都没有达到中国这么高的不平等水平, 更远远超过了 2001 年其他国家的这一收入比值 3 但是, 有关中国的收入不平等增长这一重要问题的研究并不多, 使用微观层面数据对此进行分析的研究更少 4 最近的一个重要成果是 Park e al.(2004) 所做的研究他们使用国家统计局对六省市城镇家庭所做的年度调查数据, 详细描述了年间中国城镇工资不平等增长情况, 评价工资不平等增长的来源, 特别是技能回报的增长和劳动力市场制度转型的重要性, 并进行供给需求分析来解释教育回报的增长 Park e al.(2004) 等的研究方法来源于 Juhn, Murphy and Pierce(1993, JMP ) 的工作这种分解方法的问题在于它并没有考虑异方差性 5, 如果误差项确实独立并正态分布, 这一方法仍是有效的但是, 正如 Lemieux(2005) 所强调的, 这样的误差结构是与人力资本理论不一致的 Mincer(1974) 收入模型表明收入轨迹可能会随着工人劳动力市场经验的增加而发散开去 ( 变得更加分散,Heckman, Lochner and Todd 2003 对此也有论述 ) 最近的研究也表明, 教育对个人收入的影响在工资分布顶端比底端更大 6 换句话说, 受教育更多的人承受更加不平等的工资分布, 且这一趋势在 80 年代后有所加速这些研究成果意味着劳动力的结构 ( 主要指教育和工作经验年限 ) 变动可能会引起工资不平等的变动这种结构效应与通常用来解释收入不平等波动的标准的价格效应是截然不同的保持市场价格不变, 技能结构的变动能够通过改变工资更分散或更不分散的工人群体的就业份额来提高或降低残差收入的分散程度类似的, 技能结构的变动也能够通过增加或者减少可观测技能方面 ( 教育与工作经验年限 ) 的异质性来提高或降低总体的收入分 1 此数值来自 Park e al. (2004) 表 4, 原文报告的是对数工资差异, 分别为 1.08 和 1.92, 经换算得出本文使用的是同一套数据 ( 数据筛选标准略有不同 ), 认为这一比值从 1988 年的 3.2 一直增加到 2001 年的 6.9, 2002 年略有下降, 为例如,Rukowski (2001) 指出第 90 与第 10 百分点的收入比值, 中国是从 1988 年的 3.1 增加到 2001 年的 6.3, 匈牙利是从 1990 年的 3.4 上升到 1997 年的 4.2, 波兰是从 1991 年的 2.9 增加到 1999 年的 3.5, 罗马尼亚是从 1991 年的 2.4 上升到 1999 年的年工资收入第 90 与第 10 百分点的比值分别为 : 荷兰 (2.4), 德国 (2.5), 英国 (5.7), 美国 (5.7), 转引自 Soomayor(2004) 4 Riskin e al. (2001), Meng(2002) 以及 Knigh and Song(2003) 用微观数据讨论过中国的工资不平等 5 尽管原文中 JMP 形式上允许残差分布和协变量有关, 但他们并没有解释实证上怎么处理, 事实上, 应用这一方法所做分解都没有以协变量为条件 6 这一证据来自很多国家, 例如美国 (Buchinsky, 1994), 德国 (Fizenberger and Kurz, 1997), 乌拉圭 (González and Miles, 2001) 以及赞比亚 (Nielsen and Rosholm, 2001) 2

3 散程度 7 这些观察表明即使市场价格根本不发生变动, 度量到的收入分散也可能会受到结构变动的影响而发生变动可见, 全面理解工资分布所发生的变动要求将劳动力结构变动的影响和技能回报变动的影响拆解开我们知道, 过去 15 年来中国城镇劳动力市场上的教育和经验有非常显著的上升 ( 如图 1 所示 ) 受过大专及以上教育的劳动力所占份额从 1988 年的 12% 上升到 2002 年的 30%, 受过初中及以下教育的劳动力所占份额从 1988 年的 53% 下降到 2002 年的 29% 潜在的劳动力市场工作经验的上升也比较显著, 其平均值从 1988 年的 20.5 年上升到 2002 年的 22.9 年但这种上升并不是一致地发生在各个教育群体中, 高中毕业和初中毕业工人的工作年限出现大幅度的上升, 中专或技校毕业工人的平均工作经验年限基本不变, 受过大专及以上教育工人的平均工作经验年限略有下降, 与此同时, 小学及以下教育水平工人的平均工作经验年限下降很大劳动力结构的这些大幅变动无疑会影响工资不平等情况的变动以教育进步为例, 教育水平较高的工人数量增加, 自然会对降低这些工人的工资施加压力 ; 但是, 如果受教育更多的工人工资分布更分散, 那么教育水平的提高也可能为工资不平等的增长作出贡献过去几十年来的教育进步到底是使不平等状况更加糟糕, 还是对降低不平等有所帮助? 如果是后者, 这些变动是否使得教育成为比较有影响的均等化力量? 这两种影响的净效果当然是个实证问题, 而且成为本文的主要研究动机另外, 高收入人群与低收入人群的教育和工作经验年限的分布 ( 劳动力市场特征的结构 ) 显然是有很大差别的, 那么, 结构效应对工资分布高端和低端的不平等变动情况很可能也是有着不同影响的本文使用年这 15 年的横截面数据来确认收入分布的变动趋势, 用 Quanile-JMP 的方法来分解工资分布的差异以克服 JMP 方法的弱点, 更准确深入地探讨工资不平等变动的来源, 评价劳动力结构变动 ( 教育和经验两方面 ) 以及劳动力市场价格变动对过去 15 年来工资不平等高端和低端变动的影响发现结构变动确实对工资不平等有影响, 但这种影响主要作用在工资分布的低端, 表现为降低工资不平等的均等化力量, 并且, 主要是在减弱同时期但与之力量相反的增加不平等的价格 ( 技能回报 ) 效应工资分布高端和低端的差别主要在于结构效应对不平等的影响程度, 它会使分布高端的不平等上升 8.9%, 却能使分布低端的不平等下降 143.6% 但是无论在工资分布的高端还是低端, 降低不平等的结构效应都无法超过增加不平等的价格 ( 技能回报 ) 效应 7 Juhn, Murphy and Pierce (1993) 强调的正是这一点 3

4 本文结构如下 : 第二部分描述了本文的研究方法和模型设定, 说明 Q-JMP 是如何分解工资分布的变动的第三部分介绍本文中所使用的数据, 描述了年间收入不平等的总体变动情况, 报告了 QR 的估计结果并应用 Q-JMP 方法对中国城镇年间的工资分布进行分解第四部分是结论二研究方法和模型设定 1. 分解工资分布差异的方法各国工资不平等的显著增长, 尤其是美国 80 年代以来的不平等增长, 极大地推动了对于工资分布变动的研究最常见的做法是计算比较并分解类似基尼系数等描述不平等情况的汇总指标然而, 已有的文献告诉我们 : 由于各个汇总测度指标对分布各部分的所给予的权重不同, 不同的指标会得到不一样的不平等排序因此, 近来的研究越来越关注描述整个工资分布的更通用的办法有很多方法把 Oaxaca(1973) 和 Blinder(1973) 对平均值差异的分解拓展到对整个工资分布的分解 Juhn, Murphy and Pierce(1993, JMP ) 的方法是其中最广为人知的, 得到了非常多的应用这一方法将工资分布趋势分解为工人技能水平技能回报和不可观察特征的水平与回报的影响, 工资是观察到的工人特征的分布 X, 这些特征的回报 β, 以及代表不可观测特征水平和回报的 u 的方程 U 表达为两部分, 对应于工资方程残差项的累积分布方程和个人在残差分布中所处的百分位 JMP 通过拟合 OLS 回归来估计 β 完成分解过程 JMP 分解相对于 Oaxaca-Blinder 方法的主要优点是它有可能应用于模拟反事实的工资分布实际上,JMP 主要关注不同分位数点之间的收入不平等 :90/10,90/50,50/10 Machado and Maa(2005, MM ) 提出了更先进的分解方法, 用分位数回归 (Quanile Regression,QR) 来估计完整的条件工资分布, 对条件分布的估计结果进行积分以得到无条件的工资分布而考虑条件均值的分解方法 ( 如 JMP) 是不可能做到这一点的通过模拟各种反事实分布,MM 方法可以将一段时期内工资分布的变动分解为劳动人群特征的变动和特征回报的变动 8 就分解而言,MM 方法有两个很好的特性首先, 条件分位数模型很方便地将观察到的工资分布划分为价格和数量两部分这和使用 OLS 回归系数的标准的 Oaxaca-Blinder 方法很类似, 主要区别在于 OLS 模型只刻画了数据的集中趋势 ( 条件均值方 8 这一方法可以说是半参数的 : 我们必须假设条件分位数点满足参数约束但并不需要给出分布假设, 并允许协变量影响整个收入分布估计的第一步不但有统计意义也可以给出经济解释, 因为 QR 的系数可以解释为在工资分布的不同点上技能的回报率 (Buchinsky, 1994) 4

5 程, 描述组间不平等 ), 而条件分位数方程既刻画了数据的集中趋势 ( 中位数 ) 也刻画了以 x 为条件的分散化 ( 工资的残差 ) 其次, 在局部均衡假设下, 劳动力市场上技能的总量并不影响其价格, 我们可以用条件分位数模型来模拟结构或价格变动对工资分布的影响 Machado and Maa(2005) 中并没有具体说明如何估计残差不平等的反事实度量,Melly (2005) 和 Auor, Kaz and Kearney(2005) 将 MM 方法拓展应用到这一方面, 将 QR 与 JMP 的分解方法相结合以更全面地分解工资不平等的变动 ( 简称此分解方法为 Q-JMP) 本文所使用的 Q-JMP 方法主要解决了 JMP 方法的两个缺点一个是作为 JMP 技术核心的 OLS 工资回归给出的是工资分布的条件均值的模型, 而且其结果不能自然地推广到分位数点上而 QR 模型则不存在这种不一致性, 它对组间和组内的价格度量是同样处理的 JMP 模型更重大的缺点是其反事实分解的各个部分不能加总为观察到的总变动 9, 与原始的 b JMP 方法不同的是,Q-JMP 分解是可以加总的, 因为工资的整个条件分布通过 β β 与 x 相关, 并不需要独立性和同方差性假设 2. 模型设定为了度量工资不平等的变动趋势, 我们用各年的样本来拟合如下的收入方程 : w (1)ln w i = α + si xi + + ( si xi) + zi + ei 方程中, w i 是第 i 个人年工资收入, 以对数形式进入回归 ; s i 是五个教育分类, 分别是大专及以上中专或技校高中初中小学及以下 ; x i 是潜在的工作经验年限, 定义为 ( 年龄 - 受教育年数 -6), 表现为四次方的形式 ; ( s x ) 为四次方的工作经验与五种教育程度的交互项 ; z i 是性别居住地区企业所有制职业行业等控制变量 ; e i 是误差项以 Qθ ( wx) θ (0,1) 表示给定协变量 x 的向量时, 对数工资 ( w ) 的分布上的第 θ 个分位数点条件分位数点的模型可以写作 : (2) Q ( wx) = x βθ ( ), x 是协变量的 k 1维向量, βθ ( ) 是 QR 系数的向量对于给 θ 定的 θ (0,1), 可以通过最小化 β 来估计 βθ ( ) i i 9 原因在于 x β 和 F( θ ) 都是随机变量, 他们和的分布, gw ( i = xi β + F( θ)), 既和他们的方差也和他们的协方差有关 ( 也即, 他们的联合分布 ) 除非允许 F( θ ) 与 x 相关, 否则 JMP 分解不能解释其协方差 JMP 意识到他们的分解中不满足加总特性, 因此建议将残差价格和数量部分的贡献作为计算过可观察到的价格和数量之后的余项 5

6 n 且有 ρθ ( u) = { i= (3) n 1 ρ θ ( wi x iβ) 1 θu ( θ 1) u u 0 u < 0, 后一个表达被称为检验方程 ( 参见 Koenker and Basse 1978,Buchinsky 1994,Koenker and Hallock 2001) 定义系数向量 β ˆ(50) 度量组间不平等, 记为 βˆ b 的 Oaxaca-Blinder 方法中的 β ˆOLS β ˆ(50) β ˆ b 所起的作用类似于通常常规做法中, 由于估计了数据以 x 为条件的集中趋势,ˆOLS β 度量的是组间不平等我们这一应用中, 度量集中趋势的是条件中位数, 通过估计 β ˆ b 求得按此逻辑, 定义组内不平等为所估计的系数向量 βθ ˆ( ) 与中位数系数向量 β ˆ b 之差 : (4) ˆ w β ( θ ) [ βθ ˆ ( ) ˆ b β ] θ (0,1) 可见, 这一设定使得 ˆ w β (50) = 0 因此, 残差分位数系数向量清除了组间不平等, 它度量了当条件中位数为零时, 工资 w 在任何给定的 x 值时所预期的分散程度把系数向量 β ˆ w 应用到协变量的分布 gx ( ), 我们可以计算出完全归于残差不平等的 ( 所估计出的 ) 工资 w 的分散程度例如, βθ ˆ( ) 型中的残差不平等为零 = βˆ b θ, 那么此模总的来说,( 设定正确的 ) 条件分位数模型将工资 w 全面刻画为三个部分 : 协变量的分布 gx ( ), 组间价格向量 β ˆ b, 以及组内价格 ( 残差 ) 向量 β ˆ w, 可以写为 f ( wˆ ) f ( g ( x), ˆ b β, ˆ w β ) Q-JMP 方法将任何两个时期和 τ 之间观察到的工资不平等分解为三个部分令 Q θ = Qθ( fτ( w)) Qθ ( f ( w)) 我们定义 (5) x Q θ = Q θ ( f( gτ ( x), ˆ b β, ˆ w β )) Q θ ( f( g ( x), ˆ b β, ˆ w β )) 为数量变动 ( 劳动力构成 ) 对 Q θ 的贡献我们定义 (6) b Q θ = Q ( f( g ( x), θ τ ˆ b β, ˆ w β )) ( f( g ( x), τ Q θ τ ˆ b β, ˆ w β )) 为组间价格变动对 Q θ 的边际贡献同时, 我们定义 (7) w Q θ = Q ( f( g ( x), θ τ ˆ b βτ, ˆ w βτ )) Qθ( f( gτ( x), ˆ b β, ˆ w β )) 为组内价格变动对 Q θ 的边际贡献 6

7 这一分解加总后即为总的观察到的变动 10 : Q w θ b + Q θ x + Q θ = Q θ 众所周知, 顺序分解 (sequenial decomposiion) 的次序对应于一系列权重, 这些权重反映其他组成部分变动时, 哪些特征保持在他们的期初值或者期末值所观察到的变动有多大份额归因于 (, b, x ) 中的各个部分取决于其他部分中的哪一个先发生变 w Q θ Q θ Q θ 化本文用两个排序进行以上分解第一个分解中, 先变动劳动力特征, 然后是组间价格, 最后是组内价格第二个分解中, 先变动组内价格, 然后是组间价格, 最后是技能结构 1. 数据三分解年间中国城镇工资分布差异本文所用的数据来自国家统计局城调队所进行的城镇家庭调查 (Urban Household Survey, UHS), 包含居民家庭收入支出消费等方面的丰富信息由于从 1992 年起这一 11 调查只涵盖北京辽宁浙江广东四川和陕西六省 12, 为了保持各年数据之间的一致性, 我们只使用了这六省的数据样本筛选上, 我们选择劳动所得大于零, 年龄在 16 岁以上 60 岁及以下的劳动者 ; 剔除家务劳动者, 丧失劳动能力者, 离退休人员以及离退休再就业人员, 在校学生和待升学者, 以及待业人员和待分配人员 ; 不包括城镇个体经营者 ( 雇主 ) 和个体自营者 ( 自营, 不雇工 ), 并剔除那些在职业分类中属于临时工和个体劳动者的观测值, 共得到个观测值 1988 和 2002 这两年样本的基本统计信息见表 1 的前 2 列描述工资不平等的变动年间, 中国城镇劳动力市场上的工资不平等迅速上升如图 2-A 所示, 以基尼系数变差系数对数标准误以及泰勒指数等指标所描述的总体不平等在此期间呈现非常一致的上升趋势例如, 城镇地区的基尼系数从 1988 年的上升到 2002 年的图 2-B 描述了真实年工资分布上各个部分的变动趋势, 发现 : 第和 10 个百分位点的真实年工资在这 15 年间都在增长, 但增长的速度是不一样的第 90 百分位点上的工资增加 10 这也是与 JMP 方法相比的一个重要优势, 在 JMP 方法中残差的价格和数量部分一定是作为计算其他另外两项后的余项所估计出的 11 由于重庆自 1997 年成为直辖市, 为了保持这 15 年数据的一致性, 我们将重庆数据从四川省中全部剔除 12 这六省具有地区代表性, 可以用来估计中国城镇劳动力市场上各种走势 : 北京可以代表四个直辖市, 辽宁代表东北三省, 浙江代表东部沿海地区, 广东代表华南及南部沿海地区, 陕西代表西北及西部地区, 四川代表西南及西部地区 13 这里的工资收入指的是真实的年劳动收入, 即从当年总收入中扣除非劳动所得, 如退休金, 财产收入, 转移收入, 副业收入等, 再用 1988 年为基年的省际城市消费价格指数来消除通货膨胀的影响 7

8 了三倍还多, 从 1988 年的 2906 元增加到 2002 年的 9040 元 ( 以 1988 年的价格 ); 中位数的工资增加了两倍多, 从 1988 年的 1737 元增加到 2002 年的 3855 元 ; 而第 10 百分位点的工资只增加了一半, 从 1988 年的 919 元增加到 2002 年的 1461 元图 2-C 是实际工资分布上各个百分位点的年增长百分比在此期间, 所有的百分位点工资都在增加, 但比较高的百分位点有更大的增长因此, 不平等情况的变动并不是富人越富, 穷人越穷, 而是说富人致富的速度比穷人快图 3 刻画的是各分位数点间对数工资差异的变动趋势 90 h -10 h 百分点的工资差异 ( 由 ln( W ) ln( W ) 计算得到 ) 从 1988 年的 1.15 上升到 2002 年的 1.82 比较 90 h -50 h 和 50 h -10 h 的工资差异, 我们发现, 几乎在整个时期里, 收入分布低端 (50-10) 的工资分布都比高端 (90-50) 更分散整个研究时期内, 各部分的工资不平等一直在增长, 增长最快的时期是年 3.Quanile Regression 的估计结果这一部分我们将估计对数工资对性别人力资本 ( 由教育工作年限等度量 ) 企业所有制类型工人所在行业和职业等协变量的回归模型如方程 (1) 所示, 被解释变量是实际年工资收入的自然对数, 解释变量是影响个人工资收入的一系列特征向量 14 首先观察表 1 第三列第四列的中位数回归的系数我们发现, 从 1988 到 2002 年, 各个层次的教育回报都有显著的增加, 而工作经验年限的回报是下降的, 男性这一性别特征得到了更多的经济回报职业 1( 各类专业技术人员 ) 和职业 2( 国家干部和企事业单位负责人 ) 与参照组 ( 生产及运输工人 ) 相比收入状况显著改善 ; 统计显著的各个行业与工业 ( 主要是制造业 ) 相比的经济回报都在增加, 所有制方面, 非公有制企业由于样本数量太少, 不足以判断其系数的变动趋势, 但城镇集体企业工人与公有制企业工人相比处境变差总的来说, 系数的符号符合我们的预期, 并且与之前的研究一致中位数回归的系数表明工资水平是如何依赖于协变量的为了分析特征对工资分散的影响, 表 1 的第 5 第 6 列阐明了 90 和 10 百分位数点的 QR 系数的差别如果误差项不依赖 14 教育水平 : 大专及大专以上中专 / 技校高中初中, 以小学及小学以下为参照组 ; 工作经验年限及其平方项立方项和四次方项 ; 男性, 以女性为参照组 ; 地区 : 四川辽宁浙江广东陕西, 以北京为参照 ; 职业 :1 各类专业技术人员 2 国家干部和企事业负责人 3 办事人员 4 商业工作人员 5 服务性工作人员 6 农林牧渔劳动者和其他, 以生产及运输工人为参照组 ; 行业 :1 地质勘探和普查业 2 建筑业 3 交通运输和邮电通信业 4 商业和仓储业 5 房地产管理和咨询服务业 6 卫生体育和社会福利业 7 教育文化和广播电视业 8 科研 9 金融保险 10 国家机关 11 农林牧副渔和水利业以及其他, 以工业 ( 主要是制造业 ) 为参照组 ; 所有制 : 集体所有制企业非公有制企业, 以国有制企业为参照组 8

9 于特征, 这一变量的系数不会随着分位数点不同而变动, 因而 β ˆ(0.9) 著不同于零结果显然不支持这一观点 β ˆ(0.1) 应该不会显 4. 分解结果按照前文所介绍的 Q-JMP 方法对 1988 年和 2002 年间的工资分布变动进行分解, 主要关注劳动力市场特征组间价格和组内价格的变动这三个因素对工资分布上 90 h -10 h 90 h -50 h 和 50 h -10 h 的工资不平等变动的贡献 Q-JMP 方法的分解结果见表 2 正如表 2 第 1 列所示, 年间的不平等增长主要是被价格而不是数量所解释, 尽管数量 ( 劳动力特征结构 ) 变动对不平等增长是有反向作用的, 但其影响仍远小于价格 90/10 的工资不平等在此期间上升了 72.8(log poins), 按照特征组间价格组内价格的顺序进行分解, 有可以归为数量的贡献, 而组内价格为 59.5, 组间价格为 44.7 当我们按相反的顺序进行分解, 发现所估计出的劳动力构成对不平等的影响更小了, 而组内价格的相对影响力有所上升在工资分布的高端,90/50 部分的工资不平等上升了 48.0(log poins), 数量 ( 劳动力特征构成 ) 对工资分散的影响更加地小, 但这一影响是正的, 虽然只有 4.3 可见工资分布高端的不平等变动主要是由价格变动所解释的 ( 组内价格和组间价格分别为 15.6 和 28.1), 但是结构变动也增加了高端的工资不平等按相反的顺序进行分解, 结构变动对分布高端不平等增长的影响略有上升但是当我们把目光转向工资分布的低端, 发现与工资分布高端的情况完全不同无论按哪种顺序分解, 特征数量的变动对不平等的增长都是有着非常巨大的抵消作用的, 价格和结构在解释工资分布低端不平等变动都是起着重要作用的年间,50/10 的工资不平等上升了 24.8(log poins) 保持价格不变, 结构的独自变动 ( 反映为教育进步和工作经验年限的变动 ) 本应该使低端的不平等降低与这种力量相抵消的是, 同一时期内, 组内和组间价格变动使低端不平等上升了 43.9 和 16.6 总的来说, 所观察到的工资分布低端 24.8(log poins) 的增长反映了增加不平等的价格变动和降低不平等的劳动力结构变动互相抵消之后的影响这些结果表明只关注 90/10 不平等趋势可能导致对价格与数量 ( 劳动力构成 ) 对不平等变动作用的不完全认识 Q-JMP 的分解结果告诉我们 : 高端不平等在年间的上升几乎全部由组内价格和组间价格的上升所解释, 劳动力结构变动对它的影响是很小的 ; 同一 9

10 时期内, 低端不平等虽然也呈现上升趋势, 但劳动力构成变动 ( 使工资分布更紧缩 ) 和组间及组内价格的变动 ( 使工资分布更加分散化 ) 都对其施加了非常大的影响, 这两种相反的力量互相抵消之后表现为低端不平等较小的上升四结论本文从描述年间收入不平等的变动情况入手, 介绍并详细说明了 Quanile-JMP 方法, 包括这一方法对流行的 JMP 方法缺陷的克服以及其独有的优势, 以期更准确全面地揭示工资分布变动的影响力量因此, 我们使用 Q-JMP 方法详细研究了这 15 年间工资分布高端和低端的不平等变动, 评价了劳动力市场结构 ( 教育进步以及工作经验年限变动 ) 对不平等变动的影响发现结构变动确实对工资不平等有影响, 但这种影响主要作用在工资分布的低端, 表现为降低工资不平等的均等化力量, 并且, 主要是在减弱同时期但与之力量相反的增加不平等的价格 ( 技能回报 ) 效应工资分布高端和低端的差别主要在于结构效应对不平等的影响程度, 它会使分布高端的不平等上升 8.9%, 却能使分布低端的不平等下降 143.6% 但是无论在工资分布的高端还是低端, 降低不平等的结构效应都无法超过增加不平等的价格 ( 技能回报 ) 效应至于工资不平等增长的动因这一更加重要的问题, 迄今为止仍没有被人们很好地理解和认识基本上, 我们也认为不断增长的技能回报是决定性的力量 15, 但对通常的供给需求分析框架持怀疑态度因为这一分析框架假定在控制了已度量特征后, 各类型的劳动力 ( 即, 高技能工人和低技能工人 ) 对应于一个工资值, 而不是一个工资分布更准确地说, 通常的供给需求分析只关注平均值, 这和通常用最小二乘法来估计明瑟工资方程的实证方法是一致的, 在工资分布的条件平均值上估计教育 ( 以及其他特征 ) 的影响然而, 应用 Quanile Regression 的研究已经表明, 工资分布不同位置上相同的大学毕业生面临着不一样的教育回报, 也就是说, 一组高技能工人 ( 例如, 大学毕业生 ) 对应的是一系列工资值, 一个工资分布最后, 要指出的是, 本文所用的分解方法依赖于局部均衡假设, 即劳动力市场上技能的总量并不影响其价格, 从而我们可以分别考虑数量和价格的变动如果这一假定被充分违反, 15 这点与 Park e al. (2004) 的研究结论相同但他们用 JMP 方法对年 90/10 90/50 以及 50/10 工资不平等的分解结果表明, 工资不平等的增长完全是技能回报的变动引起的技能结构变动的影响是负的, 会降低工资分布的不平等, 但这种作用无论是在高端还是低端都相当微弱, 几乎可以忽略不计 10

11 那么劳动力结构的变动自然会改变与这些技能相对应的价格 16, 导致我们所做的一系列反事实分解失去其潜在的对应状态, 结构变动对价格的影响很可能就是这些反事实分解偏误的主要来源验证局部均衡假设在中国的劳动力市场是否成立以及评价这类偏误是有待继续研究的问题 16 Card and Lemieux (2001) 和 Borjas (2003) 对按工作经验年限年龄和教育组的工资回报进行详细分析, 认定教育工作经验年限和年龄组之间的相对工资不但与他们各自的供给变动有关, 而且和总供给的变动有关因此, 在比较长的时期内 ( 例如 30 年以上 ) 结构变动和价格变动一般是共同变化的 11

12 参考文献 : Angris, Joshua, David Auor and Vicor Chernozhukov Quanile Wage Decomposiions: Esimaion and Inference, wih an Applicaion o he U.S. Minimum Wage. Work in Progress, Massachuses Insiue of Technology. Angris, Joshua, Vicor Chernozhukov and Iván Fernández-Val. Forhcoming. Quanile Regression under Misspecificaion, wih an Applicaion o he U.S. Wage Srucure. Economerica. Auor, David H., Lawrence F. Kaz, and Melissa S. Kearney Rising Wage Inequaliy: The Role of Composiion and Prices. NBER Working paper No , Sepember. Auor, David H., Frank Levy, and Richard J. Murnane The Skill Conen of Recen Technological Change: An Empirical Invesigaion. Quarerly Journal of Economics 118 (November): Blinder, Alan Wage Discriminaion: Reduced Forms and Srucural Esimaion. Journal of Human Resources. 8, Borjas, George J The Labor Demand Curve Is Downward Sloping: Reexamining he Impac of Immigraion on he Labor Marke. Quarerly Journal of Economics 118 (November): Buchinsky, Moshe Changes in he U.S. Wage Srucure : Applicaion of Quanile Regression. Economerica, 62(2), Card, David and Thomas Lemieux Can Falling Supply Explain he Rising Reurn o College for Younger Men? Quarerly Journal of Economics 116 (May): Culer, David M. and Lawrence F. Kaz Rising Inequaliy? Changes in he Disribuion of Income and Consumpion in he 1980s. American Economic Review 82 (May): DiNardo, John, Nicole Forin and Thomas Lemieux Labor Marke Insiuions, and he Disribuion of Wages, : A Semiparameric Approach. Economerica 64 (Sepember), Fizenberger B, Kurz C New insighs on earnings rends across skill groups and indusries in Wes Germany. Universi a Konsanz, mimeo. Gonz alez X, Miles D Wage inequaliy in a developing counry: decrease in minimum wage or increase in educaion reurns. Empirical Economics 26: Heckman, James J., Lance J. Lochner and Pera E. Todd Fify Years of Mincer Earnings Regressions. NBER Working Paper No. 9732, May. Juhn, Chinhui, Kevin M. Murphy and Brooks Pierce Wage Inequaliy and he Rise in Reurns o Skill. Journal of Poliical Economy, 101(3), Kaz, Lawrence F. and David H. Auor Changes in he Wage Srucure and Earnings 12

13 Inequaliy. In O. Ashenfeler and D. Card, eds. Handbook of Labor Economics, volume 3, Norh Holland. Kaz, Lawrence F. and Kevin M. Murphy Changes in Relaive Wages, : Supply and Demand Facors. Quarerly Journal of Economics 107 (February): Knigh, J. and Song, L Increasing urban wage inequaliy in China: Exen, elemens and evaluaion. Economics of Transiion, 11 (4), Koenker, Roger and Kevin F. Hallock Quanile Regression. Journal of Economic Perspecives, 15(4), Fall, Koenker, Roger and Gilber Basse Jr Regression Quaniles, Economerica, 46(1), Lemieux, Thomas Increasing Residual Wage Inequaliy: Composiion Effecs, Noisy Daa, or Rising Demand for Skill? Universiy of Briish Columbia, Mimeo. Machado, José and José Maa Counerfacual Decomposiions of Changes in Wage Disribuions Using Quanile Regression. Journal of Applied Economerics, 20(4), Melly, Blaise Decomposiion of Differences in Disribuion Using Quanile Regression, Labour Economics,12, Meng, Xin Profi-sharing and he earnings gap beween urban workers and rural-urban migrans in Chinese enerprises, Ausralian Naional Universiy, Mimeo. Mincer, Jacob Schooling, Experience, and Earnings. New York: NBER. Murphy, Kevin M. and Finis Welch The Srucure of Wages. Quarerly Journal of Economics 107 (February): Nielsen H, Rosholm M The public privae secor wage gap in Zambia? A quanile regression approach. Empirical Economics 26: Oaxaca, Ronald Male-Female Wage Differenials in Urban Labor Markes. Inernaional Economic Review, 14, Park, Song, Zhang and Zhao Rising Reurns o Skill, Labor Marke Transiion, and he Growh of Wage Inequaliy in China, work in progress, Universiy of Michigan. Riskin, Carl, Renwei Zhao and Shi Li China s Rerea from Equaliy Income Disribuion and Economic Transiion. New York: M. E. Sharpe. Rukowski, Jan Earnings Inequaliy in Transiion Economies of Cenral Europe: Trends and Paerns During he 1990s, mimeo. Soomayor, Orlando Educaion and Changes in Brazilian Wage Inequaliy, Indusrial and Labor Relaion Review, 58(1),

14 图 1-A 各教育水平工人就业比例的变动, % 40% 35% 30% 25% 20% 15% 10% 5% 0% 大学及以上中专高中初中小学及以下出处 : 国家统计局城镇家计调查年数据, 作者计算所得图 1-B 各教育水平就业工人的平均工作经验年限, 年数大专及以上中专高中初中小学及以下出处 : 国家统计局城镇家计调查年数据, 作者计算所得 14

15 图 2-A 总体不平等变动趋势, 指标值变差系数对数标准误基尼系数泰勒指数出处 : 国家统计局城镇家计调查年数据, 作者计算所得图 2-B 各分位数点真实年工资的变动趋势, 真实年工资第 90 百分位数中位数第 10 百分位数出处 : 国家统计局城镇家计调查年数据, 作者计算所得 15

16 图 2-C 各个百分位点上对数实际工资的变动, 年对数实际工资的变动百分位点图 3 各分位数点间的对数工资差异, 对数工资差异 h-10h 90h-50h 50h-10h 出处 : 国家统计局城镇家计调查年数据, 作者计算所得 16

17 表 1 协变量的平均值, 中位数回归系数以及十分位组间范围变量平均值 β ˆ(0.5) β ˆ(0.9) β ˆ(0.1) 常数 *** *** *** *** 工作经验 *** *** *** ** 经验平方 *** *** *** * 经验立方 E-5 * 1.109E-4 ** -3.9E-4 *** -1.4E-4 经验四次方 E E-6 * 3.72E-6 *** 1.29E-6 大专及以上 *** ** 中专或技校 * 高中 *** 初中经验 * 大专经验 * 中专经验 * 高中 * 经验 * 初中男性 *** *** 集体所有制企业 *** *** 非公有制企业 ** *** *** 辽宁 *** *** 浙江 ** *** ** 广东 *** *** *** *** 陕西 *** *** ** 四川 *** *** ** 职业 *** *** 职业 *** *** 职业 ** *** 职业

18 职业 *** 职业 *** ** 行业行业 *** 行业 *** 行业 * * 行业行业 *** ** 行业 * *** ** *** 行业 *** 行业 *** 行业 ***.084 *** *** *** 行业 * Boosrap 100 次 * 5% 统计水平上显著,** 1% 统计水平上显著,*** 0.1% 统计水平上显著表 2 Quanile JMP 分解工资分布变动为价格和数量部分, (100 log poin changes) x-b-w w-b-x x-b-w w-b-x x-b-w w-b-x 总的变动 72.8 (100%) 72.8 (100%) 48.0 (100%) 48.0 (100%) 24.8 (100%) 24.8 (100%) 组内价格变动的影响 (81.7%) (74.6%) (32.5%) (45.0%) (176.8%) (131.8%) 组间价格变动的影响 (61.4%) (51.2%) (58.5%) (31.1%) (66.8%) (90.0%) 特征数量变动的影响 (-43.1%) (-25.8%) (8.9%) (23.9%) (-143.6%) (-121.9%) 注 :x-b-w 是指按照劳动力市场特征组间价格组内价格的顺序进行分解 ; 而 w-b-x 是按照组内价格组间价格劳动力市场特征的顺序进行分解 18

19 论文标题 : 工资不平等的上升 : 结构效应与价格效应作者 : 李晓华 (1978- ), 女, 浙江大学经济学院 2003 级博士研究生联系地址 : 浙江杭州浙大路 38 号浙江大学经济学院电话 : , ; ( 传真 ) lxh0618@163.com lxh618@homail.com 19

: 11 % (2006),, ( ) ( ), ;,,,, : ln w = + Sch + 1 Exp + 2 S Exp + (1),ln w, Sch ( ), Exp S Exp ( ),,, (ability),,,,, (omitted),,,, IQ,, OLS ( Harmon a

: 11 % (2006),, ( ) ( ), ;,,,, : ln w = + Sch + 1 Exp + 2 S Exp + (1),ln w, Sch ( ), Exp S Exp ( ),,, (ability),,,,, (omitted),,,, IQ,, OLS ( Harmon a 2007 6 3 : 2002,,,, ;,,, ;,,,,,, : (, ),,,,,,,,,, ;,,, (2004) 18, 20 80 3 % ; 90, 5 % (Zhang et al,2005) (2003),, Heckman (2004) 43 %, 3,, :100875 ;, :100836 ; :luocl2002 @163. com ( :06&ZD014),,, 119