1、198921661935111.9199023842140111.4199126492340113.2199230662711113.1199337793371112.1199448944538107.8199557855500105.2199662496210100.6199766556470102.919987456747999.719997982834695.620008735937193.2200194841087087.22002102791242282.7资料来源：中国统计年鉴（2004）第158页。2垄断程度在西方国家，人们通常用一个行业中最大的几家厂商的销售收入的份额表示一个行
2、业的垄断程度。然而这种方法在我国目前的情况下并不完全适用，因为目前影响（甚至决定）我国行业职工工资水平的并不是一般意义上的垄断，而是体制转型时期一种特有的垄断，它并不是针对企业的规模而言的，而是针对所有制结构或国有经济成分对行业的控制程度而言的，即所谓“所有制垄断”或“行政垄断”。在传统的计划经济体制下，我国经济属于典型的二元经济模式。如果撇开农村经济这一“元”而不论，城市经济这一“元”的大多数行业基本上都是由国有经济控制的，各行业间在这一点上没有显著性的差别。然而，随着计划经济体制向市场经济体制的过渡，这种国有经济一统天下的格局逐步被打破，呈现出所有制日趋多元化的的趋势。但是，不同行业所有制
3、多元化的进程并不一致，由此产生了不同行业间所有制结构的差异。建筑业相对于电力、金融、房地产等行业，其非国有经济成分进入的门槛相对较低，竞争较为激烈，因此所有制多元化进展较快。因此，在体制转型时期，我国建筑行业的垄断程度的绝对水平可以在建筑行业的国有化程度上得到大致的体现。为了获取资料的方便，本文将建筑业国有化程度用建筑业国有单位职工人数占建筑业全部就业人数的比重来表示。由于不管什么行业，所有制结构多元化、国有经济比重下降是一个总的趋势，而且决定相对工资高低的不是个行业垄断程度的绝对数，而是行业垄断程度与其他行业垄断程度或社会平均水平相比较的相对水平，所以引入相对垄断程度的概念：相对垄断程度=行
4、业所有制垄断度的绝对数/全社会所有制垄断度的平均数改革开放以来部分年份建筑业相对垄断度的时序数据见表2。表2 部分年份建筑业相对垄断度的时序数据建筑业国有位职工人数建筑业就业人数国有化程度全社会国有单位职工人数全社会职工人数全社会国有化程度建筑业国有化相对程度万人%（1）（2）（3）=（1）/（2）（4）（5）（6）=（4）/（5）（7）=（3）/（6）44785452.3 74514015218.6 282.1 47599347.8 80194236118.9 252.7 545203526.8 89904987318.0 148.6 541240722.5 101095532918.3 1
5、23.0 538242422.2 103466474916.0 138.9 557248222.4 106646549116.3 137.8 577266021.7 108896615216.5 131.8 66330501092066808133.0 629318819.7 108906745516.1 122.2 605332218.2 1095568065113.2 595340817.5 109496895015.9 109.9 344916.7 107666982015.4 108.5 444332713.3 88097063712.5 107.0 399341211.7 83367
6、1394100.2 372355210.5 78787208510.9 95.8 33636699.2 74097302510.1 90.3 30238937.8 6924737409.4 82.6 中国统计年鉴（2004）第127页和第128页。（二）体制转型期行业工资决定假说从表1的数据看出，经过20多年，作为具有高劳动强度、艰苦、危险等特征的传统高工资行业之一建筑业逐渐被挤出高工资行业的行列，在市场经济下建筑业具有进入门槛低、竞争激烈的特征，其工资相对水平逐年下降，2003年建筑业工资只相当于全国平均工资的82%。而一些原来工资并不太高，但垄断程度至今仍保持较高水平的行业，如金融保险业、
7、房地产业等则陆续进入最高工资行列。基于上述事实，我们提出如下关于体制转型这一特定时期行业决定的假说：从总体上看，我国行业相对工资差异的扩大是由于行业垄断程度差异的扩大引致的；建筑业相对工资水平已经逐渐地不再取决于该行业的拉动强度及艰苦危险程度，而是主要取决于行业的垄断程度。即建筑业相对工资水平的变化，可以由该行业垄断程度的相对变化所解释。三、模型设定、估计与检验将我国建筑业1978年至2002年的主要17个年份的工资相对水平与其垄断相对程度，建立一元计量模型，理论模型如下： 其中表示建筑业工资相对水平，表示建筑业相对国有化程度。根据体制转型期行业工资决定假说，总体参数应该大于0，相对国有化程度
8、越高，行业垄断程度越高，工资相对水平就越高。利用计量经济分析软件Eviews进行估计，结果如下：Dependent Variable: 建筑业工资相对水平Method: Least SquaresSample: 1 17Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2.93998411.782180.2495280.8063建筑业相对国有化程度1.3110880.1508728.6900690.0000R-squared0.834286 Mean dependent var104.9118Adjus
9、ted R-squared0.823238 S.D. dependent var10.40786S.E. of regression4.375783 Akaike info criterion5.900179Sum squared resid287.2121 Schwarz criterion5.998204Log likelihood-48.15152 F-statistic75.51731Durbin-Watson stat0.930656 Prob（F-statistic）0.000000以上估计结果发现，可决系数为0.834286，修正的可决系数为0.823238，说明模型拟合优度较高
10、。建筑业相对国有化程度对建筑业工资相对水平的回归系数为1.311088，t值达到8.690069，通过了变量的统计检验；并且该回归系数大于0，与理论模型总体参数的预期符号相一致，因此通过了经济意义检验。但截距项系数2.939984，t值只有0.249528，未通过统计检验，说明建筑业相对国有化程度对建筑业工资相对水平的总体回归直线是通过原点的。因此理论线性模型应设定为通过原点的回归直线模型，具体形式如下：再利用计量经济分析软件Eviews进行估计，结果如下：1.3485820.013186102.27700.8335984.2456185.786674288.40435.835687-48.18673 Durbin-Watson stat0.951702以上估计结果发现，修正的可决系数为0.833598，高于带截距项模型的修正可决系数，说明去掉截距项的模型拟合优度有了进一步改善。建筑业相对国有化程度对建筑业工资相对水平的回归系数为1.348582，t值高达102.2770，通过了变量的统计检验。但该模型的DW值很低，只有0.951702，说明模型的随机误差项之间存在正自相关，因此还需要处理模型的自相关问题。我们在模型中引入AR（1）来处理自相关。估计结果如下：Sample（adjusted）: 2 17 16 after adju
