1970年代以来，世界范围内收入不平等的状况有增加的趋势(Morris & Western，1999)。中国社会在改革开放之后，也出现类似的趋势，1978年之前，中国社会是一个收入分配相对平均的社会，之后，人们的收入差距有逐渐扩大之势¹。收入分配问题成为国内外学者们广泛研究和讨论的热点问题之一，对于收入不平等的解释，主要有两种理论取向，即个人主义和结构主义的取向，很多学者试图综合这两种解释取向。

1 据估计，1978年中国农村内部的基尼系数为0.21，城镇内部的基尼系数为0.16，全国的基尼系数是0.32。1995年，农村内部的基尼系数已经达到0.44，城镇内部的基尼系数达到0.28，全国基尼系数达到0.39(不同统计部门和学者估计值差别较大，此处取最小值)，已经远远超过1978年水平，全国收入差距还有持续扩大的趋势(李实，2004)。

本研究试图综合中国改革开放以来的社会变迁经验，结合这两种解释取向，提出一个影响个人收入分配的基本模型，即纳入人力资本因素和劳动力的市场结构因素，分析二者的交互效应，运用“中国综合社会调查”(CGSS2003)²数据，分别建立logistic回归模型对研究假设进行检验。

2 本文根据当前状态和收入状况挑选筛选样本2 563个，经过人大联合加权方案二进行加权后，样本数为2 678个，其中男性1 599个，女性1 079个。

一、关于收入不平等的两种解释取向

收入不平等研究主要有两种解释取向，即个人主义和结构主义(Lord Ⅲ & Falk，1980；Sakamoto，1988；Sakamoto & Chen，1991)。前者强调个人所拥有的人力资本(教育水平、技能和工作经验等)对于其收入的决定作用(Becker，1964)，亦可称之为“人力资本理论”，并且在经济学和社会学研究传统中有着不同的假设和观点。经济学传统下的人力资本理论，依据新古典经济学的假设，认为在劳动力市场完全竞争的条件下，拥有更多人力资本的人(教育水平越高或工作经验越丰富)，生产能力越强，能够给企业带来更高的生产效率，创造更多的利润，个人也能获得较高的工资，工资水平调节着整个劳动力市场的平衡(Ehrenberg & Smith，1982)。社会学传统的人力资本理论依据的是功能主义关于社会分层原则的某些假定，即社会上的某些位置具有功能重要性和人员稀缺性，人们只有通过内在的才能或通过训练才能达到位置的要求(Davis & Moore，1945)。因而，从个人的角度来说，增加人力资本投资能够提高个人的收入回报。功能主义的分层理论，包括“布劳-邓肯模型”(Blau & Duncan，1967)提出之后的个人收入研究，也都暗含了劳动力市场完全竞争的假设(或曰单一劳动力市场假设)。简言之，无论是经济学传统的人力资本理论，还是社会学传统的人力资本理论，都认为个人的收入分配建立在个人的人力资本差异的基础上。

结构主义的解释取向批评个人主义的解释取向忽略了结构变量对于个人收入的决定作用。对结构变量的不同理解或定义形成了不同的分析范式。阶级/阶层分析范式强调社会阶级/阶层结构对人们收入的决定作用。马克思主义从社会生产关系的角度将资本主义社会分为资产阶级和工人阶级，并认为工人阶级的劳动工资等于其劳动价格而非劳动力价值，资产阶级剥削了工人阶级的劳动剩余(马克思、恩格斯，[1848]1972)。新马克思主义者的代表人物E.O.赖特从所有权和组织资产的维度，将资本主义社会划分成雇佣者、管理者和工人三个主要阶级，并分析了不同阶级在收入上的显著差异(Wright，1978；Wright & Perrone，1977)。M.韦伯(1997)将阶级定义为处于共同阶级地位(或处境)的人的任何群体，阶级处境是人们在商品和劳务市场中转让产品和技能以获取收入的机会，即市场机会(market chance)或市场能力(market ability)，市场机会/能力越强的人越有可能获取好的职业或高的收入。新韦伯主义者强调高收入职业的内部成员为了维护其利益，往往设置职业准入的门槛(如强调文凭、执业许可证等)，阻止外部劳动力的供应，从而导致了从事不同职业的人们之间的收入不平等，并形成“社会封闭”(social closure)(Weeden，2002)，因而处于优势地位的阶级能够保证内部成员的利益，并限制处于劣势地位的阶级成员的利益。

劳动力市场分割理论直接批评了人力资本理论关于劳动力市场完全竞争的假设，强调不同的劳动力市场结构对于收入的决定作用(Dickens & Lang，1985；Kalleberg & Sørensen，1979；Kalleberg，Wallace & Althauser，1981)，如皮奥雷(Piore，1973)将劳动力市场划分为初级劳动力市场和次级劳动力市场，并认为在初级市场中工作的人，能够获得高工资、良好的工作环境、就业的稳定性、工作规则上的公平性和晋升机会等等。而在次级市场中工作的人则面临低工资、不良工作条件、就业的变异性与辛劳和经常专断的训练，且无晋升机会等。E.贝克等(1978)运用1975年和1976年美国GSS调查资料，分析了核心部门和边缘部门(或垄断部门与竞争部门)在劳动力年收入(对数)、基尼系数、贫困率、教育程度、工作稳定性和劳动力构成等20个方面的差异。研究发现，在核心部门中，劳动力收入(对数)要显著高于边缘部门，基尼系数明显小于边缘部门(但不显著)，贫困率不足边缘部门的1/2且显著。在教育程度方面，核心部门的劳动力接受高等教育的比例显著大于边缘部门，甚至在家庭背景方面，核心部门也显著优于边缘部门。核心部门和边缘部门仅仅在男女年龄和失业经历等方面没有显著差异。该研究证实了美国劳动力市场部门中，分割现象的显著存在。关于劳动力市场结构对于收入的影响在很多国家，如俄罗斯(Gerber，2002)、中国(Zang，2002)和波兰(Domanski，1988)等，都得到了验证。

由于这两种解释取向的相互排斥，激发了学者们对两者解释力强弱的比较。然而，经验研究表明，这两种解释取向都对劳动力收入具有重要作用，但这两种解释取向的孰强孰弱尚未明确。R.比伯和W.H.福姆运用1972-1973年密西根调查研究中心关于“就业质量调查”的数据，分析了1 004个全职蓝领工人的收入决定模式。在独立模型中，人力资本变量，包括教育年限、特殊职业准备、当前工作经验和累积工作经验，对收入(1971年总收入)的决定系数为R²=0.183；结构变量，包括区域(大都市和非大都市)、部门(核心部门与边缘部门)、公司规模、职业群体(熟练技术工人、半技术工人、非技术工人或服务人员)和工会资格，对收入的决定系数为R²=0.503；人力资本变量和结构变量的联合模型对收入的决定系数为R²=0.551(Bibb & Form，1977)。因而，R.比伯和W.H.福姆认为，结构变量的解释能力要大于人力资本变量的解释能力。G.F.洛德和福尔克运用1977年美国GSS调查数据，分析了763名非农劳动力的收入决定模式，这一研究基本上重复了R.比伯和W.H.福姆的研究，但由于研究设计的部分差异和数据代表性差异，导致他们得出完全相反的结论。在独立模型中，人力资本变量，包括工作经验、特殊职业准备和教育，对收入(年总收入)的修正决定系数为R²=0.278，结构变量，包括阶级变量(根据E.O.赖特的划分维度，分为所有者、管理者和工人三个阶级)、部门(垄断部门和竞争部门)对于收入的修正决定系数为R²=0.157，人力资本变量和结构变量的联合模型对收入的修正决定系数为R²=0.352(Lord Ⅲ & Falk，1980)。因而，G.H.洛德和福尔克认为，人力资本变量的解释力比结构变量要强，但是结构变量对于收入的作用也不可忽视。

个人主义和结构主义的解释都从经验上证明了自己的解释能力，但是还没有得出比较统一的结论。另外，当运用这种观点来解决中国的经验问题时，是否还需要做出修正，这是本文关注的问题之一。

如上所述，中国市场化改革以来的经济发展引起了国内外学者对于收入分配问题研究的兴趣，他们最关注两个基本问题：①经济发展是增加还是减小了收入不平等？②经济改革使哪些群体获益、哪些群体利益受损(参见Xie & Hannum，1996)？对于第一个问题的回答是肯定的，即改革开放以来，中国的收入不平等程度正在增加；对于第二个问题的回答，不同的学者对中国市场转型过程中的收入分配研究还没有达成广泛的一致，呈现出不同的争论。在个人主义的解释取向中，倪志伟等的市场转型理论认为，随着市场化的深入，市场权力将会取代再分配权力，直接生产者比再分配者拥有更多的机会和资源。劳动力人力资本的收入回报将会逐渐上升，而干部的政治资本回报相对下降(Nee，1989、1991；Cao & Nee，2000)，即市场转型将使直接生产者获益，再分配权力对于收入的作用下降。市场转型论的批评者认为，由于中国社会处于共产党领导之下，主要资源仍然把握在共产党手中，因此，政治资本的回报不会降低(Bian & Logan，1996；刘欣，2003)。一方面，再分配者将在分配权力转化为社会网络资本，并最终转化为私人资产(Rona-Tas，1994)；另一方面，公共权力除了以再分配权力发挥作用之外，其中一部分还衍生为权力精英牟取私利的“寻租能力”，并以不同机制对社会分层的结果产生影响(刘欣，2005)。

在结构主义的解释取向中，谢宇和韩怡梅(Xie & Hannum，1996)从中国经济增长的地区差异的角度，对经济增长速度不同的城市中的劳动力进行多层次分析，并未支持倪志伟的市场转型理论，反而发现：在经济增长速度与人力资本对收入的回报率呈负相关。刘欣(2007)综合了新马克思主义和新韦伯主义的阶级/阶层分析框架，将中国城市社会分为社会上层、中产上层、中产下层、技术工人及小职员、非技术工人及个体劳动者五个阶层，不同阶层地位劳动力的收入有显著差异(方程分析的F值显著性小于0.000，回归分析的模型决定系数为R²=0.19)。对中国城市的劳动力市场分析发现，人力资本的收入回报在私有部门要高于国有部门，政治资本在私有部门的收入回报则没有显著作用(Zang，2002)。但是，人力资本的收入回报是否会随着市场化程度的提高而增大，仍是一个值得存疑的命题，虽然吴晓刚(Wu，2002)也发现了教育在市场企业的收入回报高于国有企业，但是在国有企业内部，高盈利企业中的教育作用要弱于低盈利企业，即教育的影响并未随着市场化程度的增强而简单增加。另外，工作经验的收入回报在市场企业和国有企业之间并无显著差异。因此，对于中国市场转型过程中的收入分配研究，还需要进行更深入的理论分析和经验探索。

二、中国当前收入分配的交互模型解释

收入不平等的个人主义解释充分考虑了人力资本对于收入回报的积极作用，符合工业化发展过程中收入的教育回报呈上升的趋势，有利于促进劳动力在进入劳动力市场之前(或劳动过程中)加强人力资本投资，但忽视了社会结构变量对于劳动收入的影响作用，不能解释在人力资本条件相当的情况下，某些职业(或行业、部门等)的收入回报高，某些职业(或行业、部门等)的收入回报低(譬如，同一班级的大学生在毕业后，可能只是因为进入了不同的单位，导致了他们之间收入的差异)。结构主义解释充分注意到了社会阶级/阶层结构、劳动力市场结构和地区差异等对人们收入的影响作用，但也忽略了人力资本在不同社会结构中的收入回报。根据近年来对中国收入不平等的研究经验，我们必须充分考虑人力资本因素和结构因素的作用，以及二者的交互作用，因此，本文着重探讨的结构因素主要指改革开放以来形成的特殊的劳动力市场部门结构。

由于中国的市场化改革是渐进的放权让利式的改革，向市场转型一方面是国家推动的结果，同时也必然受到国家利益的制约。国家再分配权力在一定程度上仍然保持着对资源的控制，这种改革策略被郝大海和李路路(2006)称为“国家垄断部门”策略，特指在制度转型过程中国家政治权威发挥控制和影响的一种形式。这种策略导致各经济领域的市场化程度和国家控制程度产生差异，并进而对劳动力收入产生不同的影响。这种现象可称为：中国劳动力市场的部门分割现象。他们根据市场化程度和国家控制程度将不同的经济领域划分为三个部门，即国有垄断部门、国有非垄断部门和非国有部门。其中，国有垄断部门包括三大类：①与政治和意识形态控制相关的部门，如党政机关、学校和大众传媒等；②与经济的宏观调控密切相关的行业，如银行、保险、证券及其他金融机构等；③与关系国计民生的公共产品密切相关的行业，如电力、邮政、电信、铁路、航空、制药、医院和公用事业(如煤气、自来水、民用电)等。国有非垄断部门则包括国有垄断部门以外的所有国有行业部门。非国有部门包括集体企业、私营企业、外资企业、个体经营者等(同上)。刘精明(2006)在通过对1996年、2003年中国社会综合调查的数据比较分析后发现，人力资本在不同部门之间的收益率不同，是由于在中国社会主义市场经济改革进程中，国家权力和市场力量常常以不同的结合形态相互交织在一起，通过不同的方式改变着各分割部门¹的结构特征和劳动力市场条件，从而共同决定着当前人力资本回报的基本格局及其变化路径。因此，对当前中国劳动力收入的考察，必须将劳动力市场部门分割的要素考虑在内。

1 刘精明(2006)根据将公共部门与经济部门的区分、国家力量对劳动力市场的作用、劳动力的雇佣方式作为部门分类的三个主要的结构特征，将劳动力市场划分为7个具体部门，即Ⅰ类公共部门、Ⅱ类公共部门、国有或以国有为主的经济部门、集体或以集体为主的经济部门、私有部门、Ⅰ类非正式劳动力市场和Ⅱ类非正式劳动力市场。

据此，笔者初步提出一个关于决定收入分配的交互作用模型，即

${\text{收入}}= {\text{人力资本的直接作用}}+{\text{劳动力市场部门的直接}}\\ \ \ \ \ \ {\text{作用}}+{\text{人力资本与劳动力市场部门的交互作用}} $

交互作用表现为两个方面，即①不同特征(本文主要指人力资本)的劳动力在市场上的市场机会是不同的；②在不同的市场位置上，劳动力将有可能获得提升人力资本的机会。如果交互作用存在，就表明人力资本和劳动力市场部门不但直接起到改变收入的作用，还分别通过对方(这种间接效应)来影响收入。这正是以往研究设计忽略的地方。

为了证明这个模型的有效性，我们试图解决两个问题，第一，比较人力资本模型和劳动力市场部门模型对收入的决定作用的大小；第二，证明人力资本与市场部门交互作用的存在及其方式。为此，我们建立了4个研究假设。

假设1：劳动力的教育程度越高，其收入也越高。

在以往的经验研究中，作为测量人力资本的主要变量包括教育程度，工作经验等。但是由于工作经验的测量具有相当的复杂性¹，为了保持模型的简洁性，直接用教育程度作为人力资本的测量方式。

1 工作经验一般用年龄来近似估算。通常有三种方法可用来估计工作时间：①直接用年龄来代替工作时间，这种方法最简单，但估算误差较大；②用当前年龄减去教育年限再减去6(平均学前年龄)，这种方法较为准确，计算也较为简便，但是对于某些非连续就业的受访者的工作年限则不能准确估算；③在第二种方法的基础上在减去中断就业的时间，这种方法最为准确，但是计算复杂，一般研究中较少使用(参见Tienda & Stier，1996)。

假设2：国有垄断部门中劳动力的收入高于其他经济部门。

这一假设在郝大海的论文中已经初步得到验证，但是为了比较市场部门变量和人力资本变量对于收入的决定作用大小，有必要在此作继续分析。

假设3：教育程度越高，越容易进入国有垄断部门；教育程度越低，则越有可能进入非国有部门。

在结构主义解释中，还有另外一种称之为“新结构主义”的解释取向：工作竞争模型(job competition model)。这种解释认为，人们收入的高低，取决于他们的社会位置，而不是个人的社会经济特征(如教育水平和工作经验)，但是拥有更多的社会经济特征的人，能够更容易地获得一个较好的工作位置，从而获得更高的收入，社会经济特征在职业获得过程中起到筛选的作用(Baron & Bielby，1980；Sakamoto & Powers，1995)。换句话说，人力资本可通过进入不同部门的机会来影响收入。

假设4：国有垄断部门劳动力，能够获得更多的接受在职教育的机会，从而提升劳动者的人力资本。

根据劳动力市场分割理论，处于优势部门(核心部门或垄断部门等)的劳动力除了有更好的收入外，还享受其他各个方面的福利。在职教育机会则被视为这些福利中的一种，因为非国有部门一般不会允许员工“停岗留薪”。

三、变量设计与分析方法 (一) 因变量

1.劳动力收入  个人2002年的全年总收入(包括工资、各种奖金、补贴、分红、股息、经营性收入、银行利息、馈赠等所有收入)，其中主要是劳动收入，在分析时转换为收入的对数。

2.就业机会  指劳动力当前就业部门为国有垄断部门、国有非垄断部门和非国有部门的比例。

3.在职教育机会  指劳动力在当前工作期间，或退休劳动力在退休前的最后一份工作期间，是否接受过在职教育(如MBA/MPA/EMBA、职业培训和其他非学历教育等)，这一点可以从被访者的教育经历中获得(接受过在职教育=1，未接受过在职教育=0)。

(二) 自变量

1.  教育程度在问卷中使用等级测量法，本文将其转化为教育年限。具体转化方法是：其他=1，未受过正式教育=3，私塾=4，小学=6，中学=9，高中=12，职高和技校/中专=13，中专=13，大专(非全日制)=14，大专(全日制)=15，本科(非全日制)=16，本科(全日制)=17，研究生(及以上)=20。

2.劳动力市场部门  分为国有垄断部门(编码为2)、国有非垄断部门(编码为1)和非国有部门(编码为0)。

(三) 控制变量

1.年龄  调查当年的实际年龄。

2.性别  男性(编码为1)，女性(编码为0)。

3.户口性质  分为城镇户口(包括城镇常住户口和当地有效城镇户口，编码为1)，农业户口(编码为0)。

4.党员身份  共产党员(编码为1)，非共产党员(编码为0)。

(四) 分析方法

1.对劳动力年收入采用多元线性回归模型来分析，回归系数用最小二乘法来估计，全模型如下：

$ {\text{ln}}(Y)= b_0 + b_1X_1 + b_2X_2 + b_3X_3 + b_4X_1X_2 + b_5 X_1X_3 + b_cX_c $

其中，ln(Y)表示2002年总收入的自然对数，X₁、X₂、X₃分别表示教育年限、国有垄断部门虚拟变量、国有非垄断部门虚拟变量，X₁X₂表示教育年限与国有垄断部门的交互作用，X₁X₃表示教育年限与国有非垄断部门的交互作用，X_c表示由性别、年龄、户口性质和党员身份组成的变量矩阵，b_c是该变量矩阵的回归系数矩阵。回归系数表示各变量在控制其他变量的情况下对收入的回报率。

2.对劳动力在各部门的就业机会分布采用Multinomial Logistic回归模型来分析，以考察劳动力在进入各部门时的影响因素。其通用估计模型为：

$ \begin{array}{l} {{\hat p}_i} = \frac{{{\rm{exp}}({b_{i0}} + {b_{i1}}{X_1} + {b_{i2}}{X_2} + {b_{i3}}{X_3} + {b_{i4}}{X_4} + {b_{i5}}{X_5})}}{{\sum\limits_{i = 1}^2 {{\rm{exp}}({b_{i0}} + {b_{i1}}{X_1} + {b_{i2}}{X_2} + {b_{i3}}{X_3} + {b_{i4}}{X_4} + {b_{i5}}{X_5}) + 1} }}\\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left({{\text{i =}} 1, 2, 3} \right) \end{array} $

其中，${{\hat p}_1}$、${{\hat p}_2}$、${{\hat p}_3}$分别表示劳动力进入国有垄断部门、国有非垄断部门和非国有部门就业机会，以非国有部门作为参照组，X₁、X₂、X₃、X₄、X₅分别表示教育年限、性别、年龄、户口性质和党员身份，回归系数表示b_ij(j= 1，…，5)在控制其他变量的情况下，X_j每改变一个单位，${{\hat p}_1}$或${{\hat p}_2}$相对于${{\hat p}_3}$的优势将会平均改变Exp(b_ij)个单位。

3.对劳动力当前就业期间或退休前的最后一份工作期间，是否接受过在职教育采用Binary Logistic回归模型来分析，其估计模型为：

$ \hat p = \frac{{{\rm{exp}}\left( {{b_0} + {b_1}{X_1} + {b_2}{X_2} + {b_3}{X_3} + {b_4}{X_4} + {b_5}{X_5}} \right)}}{{1 + {\rm{exp}}\left( {{b_0} + {b_1}{X_1} + {b_2}{X_2} + {b_3}{X_3} + {b_4}{X_4} + {b_5}{X_5}} \right)}} $

其中，${{\hat p}}$表示接受在职教育的概率，X₁、X₂、X₃、X₄、X₅分别表示劳动力就业部门、性别、年龄、户口性质和党员身份，回归系数表示b在控制其它变量的情况下，X每改变一个单位，接受在职教育的机会的优势比将会平均改变Exp(b)个单位。

四、分析结果 (一) 决定劳动力收入回报的因素

根据劳动力收入的回归模型，我们分别分析人力资本、劳动力市场部门对收入的独立作用、联合作用及交互作用(见表 1)。

从人力资本模型可以看出，教育对劳动力的收入有显著作用，其收入回报率达到12.0%，模型的决定系数为0.188，且显著，说明教育程度越高，劳动力的收入也越高，从而支持了研究假设1。

从劳动力市场结构模型可以看出，国有垄断部门相对非国有部门有非常高的收入回报率，达到37.4%，国有非垄断部门的收入回报率也比非国有部门要高，但是其显著性要比国有垄断部门低，模型显著，从而支持了研究假设2。但是其决定系数只有0.067，约为人力资本模型的1/3，说明人力资本对于收入的解释能力要比劳动力市场部门强。

在联合模型中，教育的收入回报率仍然显著，但国有垄断部门相对非国有部门的收入回报率明显降低，回报率的显著性也有所下降，国有非垄断部门的收入回报与非国有部门没有明显差异。另外，联合模型较人力资本的显著性没有显著增加，说明人力资本与市场部门之间可能存在某种抑制作用。这种抑制作用在交互作用模型中表现得更为明显。

在交互作用模型中，决定系数有少量增加，但教育年限与国有垄断部门及国有非垄断部门之间交互作用的收入回报为负(-0.033)，且显著。另外，在国有部门中，教育对收入的回报率明显下降(0.134- 0.033= 0.101)，说明人力资本与劳动力市场部门之间确实存在交互作用，具体表现为国有垄断部门和国有非垄断部门抑制了人力资本的回报率。

交互作用模型和独立模型之间似乎存在一定的矛盾，一方面，国有垄断部门和国有非垄断部门的劳动力收入要高于非国有部门，另一方面，国有垄断部门和国有非垄断部门又限制了人力资本的回报率。那么，国有垄断部门和国有非垄断部门的高收入是如何实现的呢？首先，如市场部门模型所示，垄断部门确实具有资源优势；第二，国有垄断部门和国有非垄断部门中存在人力资本优势，即国有部门中的劳动力在教育程度上普遍比非国有部门中要高。在本研究数据样本中，国有垄断部门、国有非垄断部门、非国有部门劳动力的平均教育年限分别为13.5年(n =737)、11.7年(n =748)和10.6年(n =1 192)。

(二) 劳动力在各部门的就业机会分布

根据就业机会分析模型，将自变量和控制变量全部纳入Multinomial Logistic回归模型(见表 2)。若将回归系数带入到${{\hat p}_1}$、${{\hat p}_2}$、${{\hat p}_3}$预测概率模型中，则可看出教育年限对于劳动力进入国有垄断部门和国有非垄断部门具有显著的促进作用，回归系数分别为0.378和0.152，分别表示，在控制其他自变量的情况下，教育年限每增加1年，劳动力进入国有垄断部门的机会是进入非国有部门机会的1.46倍，进入国有非垄断部门的机会是进入非国有部门机会的1.164倍，说明教育程度越高的劳动力越是流向国有垄断部门，从而支持了研究假设3。国有垄断部门和国有非垄断部门正是通过教育程度这个筛选机制创造了内部的人力资本优势。

从上述模型也可以估计劳动力在进入国有垄断部门(相对国有非垄断部门)的优势，但这已不属于本文的论述范围。

(三) 不同市场部门劳动力接受在职教育机会估计

国有垄断部门的人力资本优势不但体现在劳动力的教育程度比其他部门要高，还体现在它们能够给内部劳动力创造更多的提升人力资本的机会。根据在职教育机会模型，我们可以估计不同部门劳动力是否接受过在职教育的概率(见表 3)。从模型中可以看出，相对于非国有部门而言，国有垄断部门劳动力接受在职教育机会的概率是非国有部门的6.3倍，国有非垄断部门劳动力接受在职教育机会的概率是非国有部门的3.0倍。因此，研究假设4也得到了验证。

五、结论与讨论

在本研究中，关于收入不平等的两种解释取向，都得到了一定程度的验证，在将人力资本和劳动力市场结构因素纳入中国当前收入分配的研究模型中，笔者考虑了二者的交互作用，并建立了4个研究假设，通过对CGSS2003数据的分析，这些研究假设都得到支持。人力资本和劳动力市场结构(部门分割)对劳动力收入都有直接的决定作用。劳动力的收入随着教育程度的增加而提高，国有垄断部门的劳动力收入比国有非垄断部门、非国有部门的劳动力收入有明显优势。相比较而言，人力资本的解释能力要比劳动力市场部门的解释能力更强。但是，在人力资本和劳动力市场部门的联合模型和交互模型中，笔者发现，人力资本和市场部门之间存在交互作用，且表现为国有垄断部门抑制了人力资本的收入回报率，这一点跟臧小伟(2002)和吴晓刚(2002)的研究结论一致，即国有部门中，教育的收入回报要比非国有部门低。这与国有垄断部门的高收入并不矛盾，因为，一方面国有垄断部门自身具有资源优势，另一方面国有垄断部门具有人力资本优势，它们不但能够吸纳人力资本程度更高的劳动力，还能够为劳动力提供更多的提升人力资本的机会。

人力资本的收入回报增加可以提高劳动力投资人力资本的积极性，而劳动力市场部门的分割，一方面限制了低教育程度的劳动力进入优势部门，另一方面则导致了优势部门内部人力资本的浪费和人力资本竞争更加激烈。由于中国市场化改革的“国家垄断部门”策略，这种市场分割现象还将持续，这在一定程度上阻碍了中国收入分配的公平。

本研究可能由于以下两个方面的原因导致研究结论还需要慎重对待。一是样本的代表性问题。本研究根据CGSS2003的数据提取了“当前状态”为在职，并有明确的工作单位信息和收入信息的样本，虽然经过人大联合加权方案加权，但仍有可能存在一定的样本选择偏差，至少从男女样本的比例上来看，总体样本的代表性仍然值得商榷。此外，由于调查资料的限制，本研究的推论范围也只涉及中国城市劳动力的收入分配。二是将教育年限作为人力资本的测量方式，忽略了工作经验的测量，可能是人力资本模型解释较低的主要原因之一。虽然从模型验证的角度来说，这种测量方式可以接受，但是在全面的收入分配研究中，对工作经验的测量不能忽略。