中国行政垄断的收入与财富分配效应估算，本文主要内容关键词为：中国论文,效应论文,分配论文,收入论文,行政论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
近年来，收入分配不公与贫富差距拉大现象，已成为影响我国社会稳定和经济发展的重要问题，引起全社会的极大关注，十二五规划和十八大也着重强调，要尽快扭转我国收入差距扩大的趋势。2009年我国城乡居民收入差距为3.33倍，行业收入差距为15.93倍，地区收入差距为2.43倍，居民最高收入组与最低收入组相差23倍①。行业收入差距程度仅次于居民间收入差距，而居民间收入差距在很大程度源于其所处于的行业差异，因此行业收入差距是我国收入差距拉大的重要成因之一。一般来说，引起收入差距的原因主要有两类：一是人力资本差异、技术创新、自发竞争等自然因素所造成的差距；二是收入分配制度和政策等人为力量对差距扩大或缩小的影响(钟春平和徐长生，2006)。我国行业收入差距主要体现为垄断行业与非垄断行业间的差距(罗楚亮和李实，2007)，且垄断主要是行政垄断(岳希明等，2010)。行政垄断由于是靠行政权力干预和保护而得以形成，因此行政垄断行业与其他行业间的收入差距，受政策等人为力量的影响比较大，其收入分配脱离社会公平原则比较显著。
由于国退民进、国退外(资)进，我国行政垄断格局受到相当程度的冲击，地区垄断程度已有很大减弱，但行业垄断问题依然严重。如电力、电信、航空、金融等行业的行政壁垒依然很高，某些垄断程度原本就很高的资源性、基础性行业，如石油、煤炭、钢铁等行业，还通过实施强制合并等手段，进一步抬高进入壁垒。凭借这些行政壁垒，垄断行业把其收取的高价格中所包含的垄断租金，转化为与这些部门的劳动投入极不相称的高收入和高福利，一方面引起人民群众的强烈不满，另一方面又刺激其他垄断部门的仿效和攀比(周其仁，2002)，从而导致我国垄断行业员工工资过高、增长过快，推动收入分配差距的扩大化。
更重要的是，行业行政垄断造成的收入分配效应，经过多年的累积，可能会从根本上改变全社会财富的分配状况，带来财富分配效应，危及社会稳定的基础。Wolff(1998)认为，对家庭来讲，财富比收入更重要，财富的分配，往往与权力的分配相关。居民的融资能力取决于家庭财富，财富分布的不平等对个人消费与投资决策以及整个中国经济发展有着更加深刻的影响(陈彦斌，2008;梁运文等，2010)。从图1可见，不管是城镇家庭还是农村家庭，财富分布不公程度已相当严重，而且各阶层的贫富差距基本呈现出进一步拉大趋势。
图1 中国城镇和农村家庭财产分布五等分情况
资料来源：1995年和2002年数据据李实等(2005)数据整理，2007年数据据陈彦斌(2008)数据整理。
已有一些学者利用收入分解法分析我国行政垄断对收入分配的影响。陈钊等(2010)基于回归方程的收入差距分解发现，1995-2002年间，我国行业间收入不平等的重要性越来越大，而且这主要是由一些具有国有垄断性质的行业引起。岳希明等(2010)利用Oaxaca-Blinder分解法分析发现，垄断行业与竞争性行业之间收入差距的50%以上是不合理的，这主要是行政垄断造成。Sylvie等(2009)也在估计收入方程的基础上，使用Oaxaca-Blinder分解法将中国垄断部门和竞争部门间工资收入差距分解为个人禀赋差异效应、工作时间差异效应和纯粹的“分割效应”，1995年和2002年住户调查数据表明，唯一可以解释两个部门之间巨大收入差距的是劳动力市场分割效应，即垄断部门劳动力进入壁垒较高造成两个部门间劳动力流动受到很大约束。任重和周云波(2009)用面板回归方法和费景汉—拉尼斯分解法分析表明，1999-2007年垄断及部分垄断对我国行业收入差距的贡献合计达到65%左右。
这些文献很好地验证了行政垄断对收入分配的重要影响。本文的不同点在于：第一，研究视角不同，现有文献是从居民视角出发根据个人或行业收入来估计行政垄断对个人收入差距的影响，考虑行政垄断对收入分配影响的最直接根源在于收取高价造成的收入转移，以及收入转移转换为行政垄断企业利润进而资本化为员工收入，而本文主要从垄断企业视角出发分析该过程对收入分配的影响；第二，测算方法不同，这些文献在回归或收入方程估计的基础上分解个人或行业收入数据，可能无法很好地“分割”行政垄断与其他因素对个人或行业收入分配的影响，本文同时结合企业垄断利润与个人收入、消费数据，具体估算因行政垄断造成城镇居民和总体居民的超额支付，及其所造成的收入与财富分配效应，可以更直观也更准确地体现行政垄断对收入和财富分配影响的程度；第三，分析更深层面的影响，不但估算行政垄断对城镇与总体居民收入分配的影响，还进一步测算其财富分配效应，而且鉴于利用统计年鉴中的行业垄断利润会由于同行业内一些企业的亏损而抵消垄断势力的超额利润(Cowling和Muller，1978)，以及行业工资水平无法真实体现各种补贴和福利②，本文主要利用上市公司数据和个人收入、消费抽样调查数据进行估算。
一、估算的理论基础
企业垄断的市场势力会产生两种福利效应：一是由于垄断低产量而造成的社会福利净损失，即“哈伯格三角形”(Harberger Triangle)(图2三角形面积ABD)，这部分福利消费者和生产者都没有获得，是一种无谓的损失，直接带来社会福利下降；二是由于垄断高价使得消费者剩余向生产者转移，即“塔洛克四边形”(图2四边形
)，一般情况下从消费者向垄断企业转移收入的一部分，会转化为企业利润。而垄断部门和企业的高额利润总会以某种方式转化为职工的高工资和高福利，直接带来收入差距拉大(Knight和Li，2005)。本文主要测算垄断造成消费者收入转移并转化为垄断企业利润进而资本化为垄断企业员工收入过程中的收入和财富分配效应。
图2 垄断的收入转移效应
注：
分别表示产品垄断价格与竞争情况下的产品价格和边际成本。
Comanor和Smiley(1975)测算1890-1962年因垄断所造成的美国财富分配不公的效应程度。在该过程中，总垄断利润资本化为收入后，某一阶层根据其所拥有的企业收益权比例获得相应比例的垄断收入，扣除垄断收入中消耗掉的部分和该阶层对垄断产品超额消费支出中本来该被储存的部分，贴现之后即为垄断在该时期内给该阶层所带来的财富。Thomas(1980)从技术角度批判其不符合实际的假设与指标取值：第一，在长时期内假设不同收入阶层对垄断产品的超额支付比例不变与实际不符；第二，不同收入阶层的储蓄率都相同，超额利润都转化为垄断企业所有者收入的假设也与实际不符；第三，估算存在利率取值偏高与税收因素被低估等问题。这些都影响了估算垄断所造成的财富分配不公平效应的准确性。Comanor和Smiley(1980)在对此回应时承认，不同的假设条件结果可能就不同。Lankford和Stewart(1980)认为，Comanor和Smiley把资本化后的垄断利润作为再分配唯一来源的做法是有缺陷的，即图2中的局部均衡的转移收入，并不能体现收入再分配的最后来源。因为垄断限制产量将导致资源流向其他部门(即面积
)，并影响要素价格的均衡和要素所有者的收入，即不仅仅垄断利润分配，垄断引致的要素价格的变化，也影响收入分配。Lee和Brown(2005)则认为，垄断意味着需要用更多的资源才能生产非垄断时所能生产的产品，这造成资源从其他部门转移到垄断部门，而局部均衡模型忽略了垄断行为对其他行业市场价格的影响。显然，当垄断使得产品价格增幅大于工资增幅，员工的实际收入将减少，最终导致福利的下降和收入的再分配效应(Franke等，2006)。
应该说，Lankford和Stewart等(1980)的一般均衡模型更能从全局上反映垄断对收入分配的影响，但这种涉及各种生产要素与产品价格变化的比较静态方法，比较适用于宏观层面分析，用它计算行业层面的收入与财富分配效应难度比较大。Comanor和Smiley(1980)的估算思路是值得借鉴的，有争议的主要是该模型的一些假设与取值的技术性问题。此外，由于我国的情况与发达市场经济国家有所不同，因此在确定研究思路和方法时，我们需要注意以下3个问题。
第一，发达国家的垄断性质主要是经济性垄断，垄断企业为私有企业，因此垄断利润转化为收入过程中是按所有权比重来分配。我国国有企业的所有权属于国家，但由于所有者缺位，且1983年实行“两挂钩”、“一浮动”及1985年扩大企业内部工资和奖金自主权之后，工资与福利“侵蚀”利润现象非常严重，尤其1994年后国有企业的税后利润不上交，企业利润大量转化为员工的工资与福利。而且国有企业垄断利润转化为收入后的分配，与所有权或收益权没有直接的关系，而与职权配置的方式有密切的关系。
第二，发达国家的经济性垄断是市场竞争的结果，根据熊彼特的创新理论，垄断企业的大规模往往有利于创新。由于其还面临各种现实的和潜在的竞争压力，当垄断企业创新带来成本下降，也会相应降低垄断价格(Malueg，1994)。如图2所示，当创新使得成本从
下降到
，垄断价格从
降到
，消费者剩余将增加面积
，则垄断的收入分配效应将相应降低。我国行政垄断是行政权力干预的结果，由于缺乏竞争压力，容易造成企业内部X非效率状态，因此其转移消费者剩余往往更多，所造成的收入分配效应也更大。
第三，相比于非垄断企业，我国行政垄断企业拥有各种特权和优惠，免费使用土地、矿产等国有自然资源，且在上市融资、贷款利率、税收等方面拥有优势，甚至获得国家财政补贴。这些降低了行政垄断企业的成本，进一步增加其垄断收益。
为此，本文计算各行政垄断行业内上市公司的垄断利润率，据此推算各行业内的国有企业的垄断利润，这些垄断利润按一定系数资本化为员工收入。如果把因行政垄断所增加的收入，从行政垄断企业员工所在的收入阶层中“抽去”，然后垄断利润按各收入阶层支付比例“返回”，则就是不存在行政垄断情况下的收入分配。对比不存在行政垄断和存在行政垄断情况下的收入分配的变化，即为行政垄断的收入分配不公效应。而在某一时期内，把因行政垄断所增加财富的贴现值，从行政垄断企业员工所在的收入阶层中“抽去”，再把各收入阶层因行政垄断而减少财富的贴现值，“返回”到各收入阶层，在该过程中各收入阶层财富分配的变化，即为该时期内行政垄断的财富分配不公效应。
二、模型与指标数值选取
1.行政垄断的收入与财富分配效应模型
本文模型假定为：第一，行政垄断带来的高收入使得垄断企业员工处于收入分布的j阶层，其他收入阶层因为行政垄断而被转移走部分消费者剩余，这些阶层记为-j阶层，j和-j阶层都可以包含一个或多个阶层；第二，不考虑行政垄断利润税收带来的收入再分配效应，也不考虑行政垄断导致资源流向其他行业而引起的收入再分配效应；第三，在T年内，各收入阶层的居民处于稳定状态，即不会从某一阶层流动到其他阶层；第四，t=1为T年内最近年份。
记第t年的行政垄断利润为
，则该垄断利润为j收入阶层带来的收入与福利：
在第t年，行政垄断从-j收入阶层转移走的收入，即-j收入阶层对垄断产品的超额支付为：
d为消耗比率(Dissipation Rate)，表示垄断利润以公司利润形式留在公司或以上交利润形式提交国家等方式保留的比率部分，则(1-d)表示垄断利润中转化为员工收入与福利的比率部分。t表示税收比率。
分别表示行政垄断利润中从j与-j收入阶层转移的比例。
在第t年，行政垄断的收入转移效应带来的j收入阶层和-j收入阶层之间的收入差距为：
收入分配效应的累积会影响不同阶层的财富分配，j收入阶层在T年内由行政垄断利润带来的垄断收入扣除该阶层对垄断产品的超额支付，进行贴现后即为行政垄断带来的净收入累积效应，该部分中扣除各种消费开支之余存储下来的，则为财富增加的贴现值：
在T年内行政垄断使得-j收入阶层损失的总收入中，本来该被存储下来成为财富的部分，进行贴现即为财富损失的贴现值：
分别表示第t年j和-j收入阶层的收入中各种消费支付之余的存储比重，i为年利率。T年内行政垄断的收入转移累积效应带来的j收入阶层和-j收入阶层之间的财富差距为：
2.行业与公司样本选取
政府设置行政壁垒，给予行政权力支持和保护，是行政垄断的最根本性质。行业行政壁垒高，国有或国有控股企业占绝大多数，政府对这些企业拥有人事任命权，是行政垄断的具体表现。我国行政垄断程度比较高的行业主要有：与政治和意识形态控制相关的部门，如广播电影电视和专业、科研服务业；与经济宏观调控密切相关的行业，如金融、保险业；与关系国计民生的公共产品相关的行业，如电、气及水的生产和供应、交通运输、仓储(主要为铁路、航空、高速公路和港口等)和邮政、医院、电信和其他信息传输服务业；在国民经济中占据重要地位的支柱产业或特殊产业，如石油开采与石油化工、煤炭开采和洗选、烟草业。
由于目前医院还没有上市公司；专业、科研服务业上市公司数量与年份都太少；煤炭开采和洗选业虽有上市公司，但员工中工人数量庞大，垄断利润转换成收入后的分配主要集中于中上层，用国有企业的员工数据无法很好体现收入分配效应；保险业的情况也类似，营销人员占的比重较大，而且该行业因投资失利等因素，2000年以来上市公司的利润率均低于所有上市公司的平均水平，因此选取扣除这些行业外的10个行业，如表3所示。目前这10个行业的行政壁垒还很高，国有比重都相当高，基本还是由国家和地方经营。其中烟草业非常典型，由国家烟草专卖局、中国烟草总公司对全国各地的烟草公司实施统一领导、垂直管理、专卖专营的管理体制。由于该行业没有上市公司，用行政垄断行业的平均利润率来替代。
本文样本数据来自万得金融证券数据库，选取期间为2000-2009年。由于经营或管理不善等各种原因，一些垄断企业也会发生亏损或净利润率低于行业水平，但这种亏损或低利润率并不是因市场势力而发生，该过程中由于这些企业收取垄断价格，消费者福利还是被转移。而且一些垄断企业即使亏损或净利润率低，但员工收入并不低。本文借鉴Cowling和Muller(1978)的处理方法，在选取期间内一半或以上年份的净利润率低于所有上市公司平均水平的公司直接筛选出去，其他公司个别年份的净利润率低于所有上市公司平均水平的用所有上市公司平均净利润率来替代，即该年份该公司垄断利润为0。同时，剔除掉少于3年数据的公司，最后选取167家上市公司。本文财富分配效应估算期间为1995-2009年。
3.指标数值选取的基本假设
正常资本报酬率。如图2，企业垄断利润为
表示垄断带来的销售净利润率，一些学者用垄断企业(或行业)的实际利润率减去资本的平均报酬率来估算。但Cowling和Mueller(1978)认为，资本的平均报酬率包含垄断利润率，这种算法会低估垄断的福利损失。而股票市场的平均报酬率因为已经消除垄断利润因素，因此用垄断企业实际利润率减去股票市场平均报酬率，能更真实反映垄断利润情况。Yoon(2004)在计算韩国垄断企业利润时，直接用上市公司的总收入减去总成本。但这成本也可能因为包含垄断因素而不等于其在完全竞争时的收入。本文采用Cowling和Mueller(1978)的方法，但考虑垄断企业实际利润率是以销售净利润率形式表现，因此本文将全部上市公司的加权销售净利润率作为正常资本报酬率。根据万得数据库数据计算，2000-2009年深圳和上海交易市场所有A股公司的加权销售净利润率平均值为8.49%。
税收比率t。根据《中国统计年鉴2010》数据，2009年电力、煤气及水生产和供应业内的员工年均工资为4.2万元，金融业为6.0万元，从实际情况来看，显然统计数据所显示的数值要小于员工的实际收入。因此，如果行政垄断利润全部以福利、实物发放等方式转化为员工的收入，即这部分收入被避税，则t等于0；如果行政垄断利润以奖金等货币支付方式发放，根据我国税法，月收入超过5000～20000元的部分，个人所得税率为20%。由于国有企业的员工工资水平还受到国家一定程度的管制，因此一般情况下，以货币形式支付给普通员工的年均工资薪金不会超过24万元，由此，本文t取值范围可设为0～20%。
消耗比率d。Comanor和Smiley(1975)在估算美国垄断的财富分配效应时，d取值为0，即企业垄断利润全部转化为企业所有者收入。Thomas(1980)认为，从长期来看垄断利润的2/3以分红的方式分发给股东。我国行政垄断行业内的国有企业基本都是国有或国有控股，1994年后国有企业不上交利润，尽管2008年开始央企被要求上交最高10%的利润，但实际上交的比例非常小，且上交的利润目前主要在央企体系内部转移，可以说行政垄断利润没有以分红方式“外溢”到非国有股和国有股股东③。另外，根据《公司法》规定，企业需按税后10%和5%～10%的比例提取法定公积金和法定公益金，由于公益金专门用于企业职工福利设施的支出，其实这部分最终将转化为员工福利。而且由于行政垄断企业员工的福利收入、职位消费中的一部分，往往以各种方式分摊到经营成本中；中高层管理、董事会成员的高工资也已分摊到成本中，但该部分中可能包含垄断利润，则实际垄断利润要比本文算出的大得多。因此本文假设d取值10%，为法定公积金。
各收入阶层存储比重s。居民的各种收入在支付各种开支之余，除储蓄还可通过其他金融资产投资、固定资产投资、生产性投资等方式转化成财富。因此本文中各收入阶层存储比重为s，各收入阶层的可支配收入中，扣除消费性支出后所剩下的比重。根据《中国统计年鉴》，总体来看，农村居民储蓄增加额与当年可支配收入额相比趋于下降，从2000年的25.88%下降到2009年的22.51%；相反地，城镇居民储蓄增加额与当年可支配收入额相比趋于上升，从2000年的20.41%上升到2009年的28.59%。
年利率i。本文年利率i用法定存款年利率表示，由于宏观调控，1996年以来我国的法定存款年利率不断下调，从1995年的10.98%下调到2002年的1.98%，低于同期的股票报酬率和固定投资报酬率，使得居民收入中的越来越大部分转向其他投资(梁运文等，2010)，即收入的实际年利率一般要高于法定存款年利率。因此用法定存款年利率代替年利率，其实降低了收入分配的累积效应。据《中国统计年鉴2010》，1995-2009年我国年利率平均值为4.24%。
由于这些行政垄断行业的就业主要分布在城镇，农村来的农民工很难成为这些行业内国有企业的正式员工，因此本文假定，这些行政垄断行业的垄断利润资本化后的收入，全部转化为在这些行业就业的城镇居民收入。
三、收入与财富分配效应估算
1.收入分配效应的估算结果
首先，利用上市公司数据算出平均销售净利润率，减去正常资本报酬率后，乘以行业内国有企业的年均销售额，求得国有企业年均垄断利润。再根据式(1)求得行业垄断收入，并假定垄断收入以各种福利方式平均分发给这些上市公司内的所有员工④，则在忽略这些员工对垄断产品超额支付的情况下，垄断给各行业员工带来的年均收入增加如表1所示。计算时，除了交通运输、电信、广播电影电视和金融业，其他行业的数据均为国有企业的数据。其中交通运输业数据为铁路和航空运输、邮电的行业数据，以及航空货运与物流、海运、交通基础设施(包括机场服务、公路与铁路、海港与服务)的上市公司数据。金融业没有行业销售额，用上市公司数据算出员工年均垄断收入，然后根据行业员工人数算出行业相应的值。
烟草制品业由于没有上市公司，用表1垄断行业的上市公司平均销售净利润率来计算。行政垄断为该行业内的国有企业员工平均每年增加收入16.67万元。水生产与供应业虽然销售净利润率最高，但由于相对于其销售额员工规模比较庞大，行政垄断为该行业内的国有企业员工平均每年增加的收入最低为2.85万元。行政垄断总利润规模最大的是交通运输和金融业，其中交通运输业多个分行业由于没有行业数据，只算出上市公司的垄断利润；金融业垄断利润没有包含保险业的，而且根据《中国金融统计年鉴》，2003年我国主要商业银行不良贷款余额达21044.6亿元，其中损失类贷款6712.8亿元；2009年还分别高达4264.5亿元和557.8亿元。可见，银行为了弥补呆账、坏账所造成的缺口，通过行政垄断从消费者身上转移更多的垄断利润，并通过贷款的间接方式转移给了其他企业，而这一部分以分摊到成本的方式在银行净利润中“隐身”。由于国有商业银行的贷款对象主要为国有企业，一些亏损的国有企业不但靠此维持经营，而且其员工收入与福利往往并不低。这种通过国有商业银行转移消费者剩余，再转移给国有企业，最后转化成国有企业员工福利的收入转移机制，显然严重违背公平原则。即使因以上这些因素而使得行政垄断利润被低估，这些行政垄断行业的员工只占全国人口0.92%，但其垄断利润占GNP的比率达5.71%。
(1)城镇居民收入分配效应。本文估算行政垄断对城镇居民收入分配的影响。据《中国统计年鉴》数据，这些行政垄断行业的员工年均工资排序都居前，其年收入都处于表2中的最高收入阶层的收入水平，加上垄断带来的各种福利收入，其实际收入更高。而且行政垄断行业员工人数占城镇人口比重只有2.18%，远小于最高收入阶层的比重17.76%，则可大致判断，这些行政垄断行业员工基本处于城镇居民最高收入阶层。
根据《中国统计年鉴》数据，2000-2009年城镇居民消费量占全国比重均值为69.27%，该比重乘以垄断利润，即为从城镇居民转移到垄断企业中的垄断利润。从城镇居民那里转移走的垄断利润，可以按各组消费比例和各组人数比例“返回”给各组。其中按各组人数比例“返回”垄断利润，是一种极端情况。但是，一方面行政垄断年均利润占城镇居民年均总收入的比重为18.34%，与其占人口比重接近；另一方面这些行政垄断行业提供的产品与服务大都是基本生活所必需的，即各个收入阶层的居民都必须消费且消费支付并不必然与收入相关；另外，在多数情况下，行政垄断行业的员工在消费本企业或本系统提供的产品与服务时，可能享受到一定的优惠，而且高收入阶层的购买力更容易接近饱和状态，因此各收入阶层按人数比例对垄断产品超额支付也不是没有可能的。则税收比率t取值20%和按各组消费比例“返回”垄断利润，对应的是行政垄断收入分配效应的低限；税收比率t取值为0和按各组人数比例“返回”垄断利润，对应的是行政垄断收入分配效应的高限。
本文以2009年为代表，测算行政垄断的收入分配效应。先利用城镇居民五等分的各组人数和各组户均人数，求得人均收入分组中各组人数比例；再利用各组人数比例和各组人均可支配年收入，求得各组收入占总收入比例，即表2的α；由各组人数和各组人均消费性支出，求得各组消费比例，即表2的
。根据式(1)和式(2)计算各组因行政垄断而被转移的收入低限和高限；把各组的行政垄断转移收入的低限(高限)“返回”，求得不存在行政垄断情况下的各组收入比例的低限(高限)，即表3的
；把各组的行政垄断转移收入的低限(高限)比各组的总收入，求得各组收入增减程度的低限(高限)，即表3的
。
从表2和表3可见，行政垄断在为最高收入阶层增加收入22.90%～36.85%的同时，使得其他收入阶层的收入有较显著的减少。行政垄断使得最低收入和中偏下收入阶层的收入分别减少15.20%～32.63%和13.61%～19.43%，收入水平越低的阶层其因行政垄断带来收入减少的程度越大，即其生活水平受影响程度越大。占城镇人口17.76%的最高收入阶层的收入占城镇居民总收入的比重提升8.54～13.06个百分点，其他各收入阶层则大约都减少1.3～3.3个百分点。从收入绝对值来看，高收入阶层因行政垄断增加净收入9467.62亿元～15237.93亿元，其他各收入阶层大约被转移收入1400亿元～3000亿元。可见，行政垄断在带来城镇居民收入差距进一步拉大的同时，将更直接加剧城镇低收入阶层的贫困程度。该结论与Creedy和Dixon(1999)的计算结果一致，他们计算了垄断给澳大利亚不同收入水平的家庭带来的相对负担，发现收入越低的群体其福利受垄断影响的程度越大。他们强调，垄断造成的绝对福利损失不管是大还是小，其都会对福利分配造成重要的影响。
(2)总体居民收入分配效应。Wu和Perloff(2005)测算表明，由于城乡收入差距，加总基尼系数要比城乡两部分的基尼系数都大，由此他指出，城乡两部门之间的收入差距是影响收入不平等程度的关键因素。同样，由于行政垄断收益主要归这些行业的城镇居民，但农村居民也需为垄断产品多支付消费，因此行业行政垄断也将进一步拉大总体居民收入差距。
同样，先把农村居民五等分转换成农村人均收入分组中各组人数比例，然后合并城镇人均收入分组中各组人数比例。根据各组人均可支配收入重新分组，则总体居民按人均收入分组中，最低组为农村居民的最低和中偏下阶层，中偏下组为农村居民的中等、中偏上和城镇居民最低的阶层，中等组为农村居民的最高和城镇居民的次低、中偏下的阶层，中偏上组为城镇居民中的中等和中偏上的阶层，最高组为城镇居民偏高的和最高的阶层。
对比表2和表4中的各收入阶层的收入比重可见，总体各收入阶层的收入差距程度比城镇居民的还要严重得多。对比行政垄断对城镇居民和总体居民的收入分配影响(见表3和表5)，不管是行政垄断造成各收入阶层收入减少程度还是被转移的收入额，对总体居民影响要大于城镇居民。总体最高收入阶层的人口占全国总人口比重，比城镇最高收入阶层的人口占城镇总人口比重小9.48个百分点，但行政垄断使其收入所占比重增加的，只比城镇最高收入阶层小1.77～1.86个百分点；行政垄断使得占全国总人口23.49%的最低收入阶层，与只占总人口8.28%的最高收入阶层之间收入差距的拉大程度，大于占城镇人口22.62%的低收入阶层与占城镇人口17.76%的城镇高收入阶层的收入差距拉大程度。由于最低收入阶层的收入很低，按人口比重估算可能高估行政垄断转移走最低收入阶层收入的程度，但从低限情况来看，因为行政垄断，总体居民最低收入和中偏下收入阶层的收入每年分别被转移1510.11亿元和2735.85亿元，分别造成这两个阶层的收入至少下降20.85%和14.44%。万广华和张茵(2006)的实证分析表明，在20世纪90年代后半期，我国城乡地区收入不平等的较大上升，造成这一时期减贫速度下降，甚至贫困回升。本文的总体居民最低收入阶层全部为农村人口，最低收入和中偏下收入阶层中，农村人口占83.17%，他们在农村收入阶层中处于最低到中等水平；中偏上收入与最高收入阶层全部为城镇居民。显然，行政垄断在推动总体居民收入差距进一步拉大的同时，也对加大我国城乡尤其是农村地区的低收入居民减贫的难度产生了重要的影响。
2.收入累积效应所带来的财富分配效应的估算结果
(1)城镇居民财富分配效应。根据《中国统计年鉴》数据计算，1995-2009年城镇各组人数比重基本比较稳定，因此假定该期间城镇居民五等分的各组人数比重与2009年相同。根据以上估算方法，可以算出1995-2009年行政垄断每年对各收入阶层的收入转移。其中，没有1999年城镇居民五等分收入阶层的收入和消费性支出的数据，用前后两年数据推算。然后根据式(4)和式(5)，算出各收入阶层因行政垄断造成的财富变化，即表6的w。城镇居民最低收入阶层1995年和1996年的储蓄率为负数，所以设定这两年城镇最低收入阶层因行政垄断带来财富变化为0。由于中偏上收入阶层的人数所占比重小于其消费所占比重，其w值的低限大于高限。根据式(6)计算垄断的收入转移累积效应带来的各组与高收入组之间的财富差距，即表6的D值。
从表6可见，15年时间，因为行政垄断的收入转移累积效应，最低收入阶层的财富减少992.61亿元～2130.24亿元，占该阶层15年间所积累财富的15.12%～32.45%;中偏下收入阶层因行政垄断造成其财富所减少的占15年间所积累财富的13.63%～19.46%。收入水平越低的阶层，其财富减少程度越大，说明行政垄断对其影响越大。而最高收入阶层因行政垄断增加13.52%～25.88%的财富，直接造成城镇不同收入阶层贫富差距进一步拉大。虽然由于缺乏各组收入阶层的财富占总财富的比重值，无法算出行政垄断对各组财富所占比重变化的影响，但从表4和表6还是可以看出，行政垄断对城镇居民各阶层贫富差距增大的影响是巨大的，由于财富具有累积效应，因此行政垄断对财富分配效应比对收入分配效应的影响还显著。
从长远来看，居民收入与财富的流动性是决定各收入阶层收入与财富差距是否进一步扩大的关键(Nancy和Paul，1997；Karen和John，1999)。尹恒等(2006)分析表明，1998-2002年我国城镇个人的收入流动性比1991-1995年显著下降。王洪亮(2009)计算也表明，1978-2005年居民收入流动性基本上越来越小，收入流动性的全局性降低使得收入阶层的分化趋于稳定性。由于行政垄断行业进入就业的行政壁垒比较高，且国有企业员工绝大多数都是国家正式员工，行业内的员工流动性弱，使得行政垄断的收入与财富分配效应稳定性高。
(2)总体居民财富分配效应。同样，行政垄断也会加大总体居民贫富差距。根据《中国统计年鉴》数据计算，1995-2009年农村各组人数比重也基本稳定，且根据各年各组收入水平，总体居民收入分组情况与2009年接近，因此假定该期间总体居民五等分的各组人数比重与2009年相同。其中没有2002年之前的农村居民五等分收入阶层的收入和消费性支出的数据，用2002年起的数据推算；农村最低收入阶层自2005年起储蓄率为负，所以设定自2005年起最低收入阶层因行政垄断带来财富变化为0。中偏上和高收入阶层人数所占比重小于其消费所占比重，因此表7中其w值的低限大于高限。最低收入阶层1995-2009年间的财富累积为负数，所以无法计算该阶层的δ值。
从表7数据来看，由于最低收入阶层的储蓄率很低且不少年份为负值，该阶层因行政垄断带来的财富累积减少额不是太大。但如果直接测算因行政垄断带来的收入转移贴现值，则15年时间，因为行政垄断的收入转移，占总人口比重8.28%的高收入阶层的总收入贴现值增加77017.95亿元～134055.50亿元，占总人口比重23.49%的最低收入阶层被转移总收入贴现值12631.27亿元～38533.58亿元⑤，最低收入阶层基本入不敷出，行政垄断所带来的收入转移严重影响其生活水平。中国30年来经济高速增长带来的福利普遍提高掩盖了行政垄断问题的重要性，而且由于行政垄断的收入转移带有隐蔽性，消费者的感受没那么强烈(于良春和张伟，2010)。但从被转移总收入贴现值来看，其对低收入阶层的生活水平和投资影响是巨大的。对比表6和表7可见，总体居民最高收入阶层因行政垄断所增加的财富，与人口所占比重高得多的城镇最高收入组接近。其他收入阶层因行政垄断所导致的财富减少额，比城镇各收入阶层的还多，由此各收入阶层与最高收入阶层的财富变化差距也更大。可见，行政垄断对总体居民财富分配效应要大于它对城镇居民的影响。
由于行政垄断所带来的收入与财富分配效应具有稳定性，因此如果时间区间取更长些，行政垄断的财富分配不公平效应将更显著。但尽管我们只取15年时间，分析结果还是表明，行政垄断所引起的收入分配不公平效应的累积与财富分配不公平效应已相当大，并加剧了我国城乡尤其是农村地区的低收入居民的贫困程度，因此应该引起相关政策部门的高度关注。
本文利用上市公司数据估算10个行业的行政垄断利润，由于所计算的行政垄断行业并没有覆盖全部行政垄断行业，而且一些垄断利润以职位消费等方式从经营成本中“隐身”，因此本文所算的垄断利润应该要比实际的小。但尽管如此，行政垄断利润占GNP比重还是高达5.71%。本文继续估算行政垄断所导致的收入与财富分配不公效应的大小，计算结果表明，行政垄断直接拉大城镇和总体居民不同收入阶层的收入与财富差距，其中行政垄断对总体居民不同收入阶层的收入分配效应及其累积与财富分配效应，大于它对城镇居民不同收入阶层的影响；收入水平越低的居民，受行政垄断影响的程度越大，由此加剧了我国城乡尤其是农村地区的低收入居民的贫困程度。
显然，在经济转型过程中，居民收入与财富分配及其变化是多种因素综合作用的结果，但本文的研究结果表明，行业行政垄断所造成的收入与财富分配不公效应是不容忽视的，尤其是其对增加总体居民与农村地区的低收入阶层贫困程度的影响，更应该引起我国相关政策部门的高度关注。自十六大以来，党和政府高度重视我国收入分配问题，提出一系列改革分配制度、完善收入分配秩序的新措施。但行政垄断分配不公效应主要是体制和政策等人为力量的作用结果，而且由于行政垄断行业进入就业的行政壁垒比较高，这种不公平效应具有较强的稳定性，如果不打破行政垄断，其收入与财富分配的不公效应将很难通过收入与财富的流动性而得到削弱。因此，需要打破行政垄断来减缓城镇居民和全国居民的收入与财富分配的不公平程度，由此增进社会福利、提高公民“幸福指数”，对推动经济发展、维护社会稳定、构建社会主义和谐社会具有十分重要的意义。
为此，政府在进一步推动经济体制改革，转变职能，削弱对垄断行业行政控制的较长过程中，还应该着力于：一方面，在降低企业进入的行政壁垒，引入企业竞争的同时，也需要降低进入就业的行政壁垒，提升垄断部门与非垄断部门间的劳动力市场竞争；另一方面，需要充分借助《反垄断法》对行政垄断企业实施有效的价格管制。
①引自中国劳动学会会长、原劳动保障部副部长华福周在2010年中国薪酬管理高层论坛上的发言。参见《2010薪酬管理高层论坛把脉中国收入分配制度改革》，http://news.sohu.com/20100518/n271222614.shtml。
②在中国这是一种普遍现象，最典型的是水生产和供应业，根据《中国统计年鉴》，该行业的国有企业自2002年以来，净利润均为负，但2000-2009年该行业上市公司的平均净利润率超过30%，而且该行业员工实际收入水平相当高。另外，罗楚亮和李实(2007)实证分析表明，不同企业之间人均工资水平具有较大的差距，而福利补贴分布比工资分布的不均等性程度要更高，并且后者起着加大收入差距的作用。
③世界银行2006年报告指出，中国上市的国有企业有35%不分红，只有0.6%的国有企业在盈利为负时依旧分红。而尽管有些上市的国有企业在部分年份进行分红，但其分红率并不比其他非国有企业高，因此这些国有企业即使进行分红，其所分的红来自企业的正常利润，超额垄断利润并没有以分红方式外溢。
④实际上垄断利润不是平均分发给所有员工，不均等的分配方式所带来的收入分配不公平效应更大。
⑤计算公式为
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