宋晶+李會敏

摘要：本文針對工業(yè)企業(yè)職工工資的增長速度呈現(xiàn)放緩趨勢、職工工資總額占GDP總額的比重持續(xù)下降等問題，分析了我國工業(yè)企業(yè)工資增長的影響因素。本文基于2003—2012年工業(yè)企業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，選取多個工資增長的影響因素，建立了動態(tài)面板模型進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。研究結(jié)果表明，工資粘性、地區(qū)生產(chǎn)總值和勞動生產(chǎn)率是影響工資增長的主要因素；而對于不同所有制企業(yè)，失業(yè)率、人力資本水平和最低工資增長率的影響均不同。

關(guān)鍵詞：工業(yè)企業(yè)；工資增長；工資粘性

中圖分類號：F421文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000176X（2014）10009108

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

梳理以往的文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們主要從工資理論、工資增長以及工資增長的影響因素等層面對工資進(jìn)行了研究，其中，國外學(xué)者對這方面的研究較早，且形成了較多較為成熟的理論體系，而國內(nèi)學(xué)者更多地是借鑒國外成型的理論針對國內(nèi)企業(yè)的實(shí)際情況進(jìn)行定性和定量的研究。關(guān)于工資增長影響因素的研究，國外學(xué)者早期多從勞動生產(chǎn)率、GDP和失業(yè)率等經(jīng)濟(jì)性因素出發(fā)，進(jìn)行了大量定性和定量的研究，得出的結(jié)論較為一致，認(rèn)為市場導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)性因素是工資增長的重要影響因素，也得到了國內(nèi)學(xué)者在我國情境下的驗(yàn)證。Auld等[1]認(rèn)為物價與工資之間有關(guān)系，主要是物價的波動會引起工資的變動。Blejer[2]認(rèn)為勞動生產(chǎn)率與工資之間也存在著關(guān)系，勞動生產(chǎn)率會對工資產(chǎn)生重要影響。Budd和Nho[3]對美國企業(yè)的工資形成機(jī)制進(jìn)行了研究，除得出與Blejer相似的結(jié)論外，還認(rèn)為物價和失業(yè)率也會對工資產(chǎn)生重要作用。胡放之[4]認(rèn)為物價與工資之間呈現(xiàn)如下關(guān)系：由于工資在企業(yè)生產(chǎn)總成本中占較高的比重，隨著企業(yè)產(chǎn)出量的增加，工資和其他投入要素的價格會隨之增加，進(jìn)一步引起物價總水平和單位勞動力成本的增加，最終形成物價上漲帶動工資上漲，工資上漲又帶動物價上漲的螺旋式上升。丁元[5]根據(jù)廣東省全員勞動生產(chǎn)率與工資的脈沖響應(yīng)分析，認(rèn)為勞動生產(chǎn)率是工資增長的內(nèi)生決定性因素，隨著勞動生產(chǎn)率的提高。員工的工資可以有效地提高。寧光杰[6]選取了通貨膨脹率、勞動生產(chǎn)率和失業(yè)率這三個因素研究發(fā)現(xiàn)，三個因素與工資的聯(lián)系在逐漸加強(qiáng)。

然而，隨著市場失靈理論的產(chǎn)生，勞動者工資增長不能完全由經(jīng)濟(jì)性因素解釋，國內(nèi)外學(xué)者將影響因素的研究重點(diǎn)放在了企業(yè)因素和個人因素層面，即使在不同國家、不同地區(qū)和不同行業(yè)部門影響程度有所不同，但仍不能否認(rèn)人力資本是工資差異的決定性因素，這在我國情境下尤為明顯，人力資本對不同行業(yè)、不同地區(qū)、不同所有制結(jié)構(gòu)的企業(yè)工資增長有顯著差異。Slichter[7]通過對美國制造業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)利潤可以顯著影響工資，并且兩者呈正相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者李稻葵等[8]利用中國社會科學(xué)院的2000—2004年度的調(diào)查問卷，選取微觀層面變量對工業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行了分析，研究結(jié)果表明企業(yè)盈利狀況、資本密集度以及工人的談判能力對企業(yè)的工資水平具有相關(guān)關(guān)系。Abe[9]的研究結(jié)果表明，教育程度這一重要的人力資本特征在縮短年輕人之間的工資差距方面發(fā)揮著重大作用。而其他學(xué)者從人力資本特征的其他方面進(jìn)行了研究，張車偉和薛欣欣[10]通過對人力資本在國有部門和非國有部門工資中的貢獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，工資的高低基本取決于人力資本存量的高低。在國有部門，人力資本存量發(fā)揮著顯著優(yōu)勢，幾乎解釋了工資水平的80%，特別是高端工資分布群體，人力資本優(yōu)勢尤為突出。

隨著制度學(xué)派的異軍突起，學(xué)者們將研究焦點(diǎn)再次轉(zhuǎn)移，更多地開始研究制度層面的影響因素。國外學(xué)者更多從工會力量、勞動力流動、市場分割和歧視等視角來研究其對工資增長的影響，且在資本主義國家的研究結(jié)論較為一致。Sheffield[11]對美國服務(wù)行業(yè)的工資增長進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)工會密度的強(qiáng)度影響了勞動生產(chǎn)率和工資增長的關(guān)系，工會力量對于服務(wù)行業(yè)的工資增長具有顯著的作用。而我國的社會制度與資本主義制度有較大差異，國外的制度理論應(yīng)用在我國情境下，有許多“水土不服”的現(xiàn)象出現(xiàn)，而且我國的制度環(huán)境仍不完善，因此，我國關(guān)于制度因素對工資增長的影響因素也處于起步階段。國內(nèi)學(xué)者則認(rèn)為我國工會具有一定的特殊性，關(guān)于工會力量的研究得出的結(jié)論與國外學(xué)者不同，認(rèn)為工會對工資增長沒有實(shí)質(zhì)的影響，甚至?xí)幸欢ǖ呢?fù)效應(yīng)。李紅濤和黨國英[12]認(rèn)為工會力量對平均工資的變動有較強(qiáng)的負(fù)面影響，這說明工會組織可能不能代表勞動者的利益甚至可能在勞資關(guān)系調(diào)解中成為資方的利益代言人。詹宇波等[13]采用企業(yè)層面的數(shù)據(jù)考察了集體工資議價對工資水平的影響作用，發(fā)現(xiàn)集體工資議價在我國并沒有普遍性，這主要是受所有制、教育水平和行業(yè)等因素的影響。關(guān)于勞動力市場分割和勞動力流動，是國內(nèi)學(xué)者近年來關(guān)注的焦點(diǎn)，也不斷有理論和實(shí)證研究涌現(xiàn)。余向華和陳雪娟[14]認(rèn)為戶籍的分割作用使城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民在勞動力市場上存在著同工不同酬，部門性質(zhì)、崗位性質(zhì)等有差別待遇，而且差異呈擴(kuò)大趨勢，戶籍差異總體上經(jīng)歷由折價到溢價的轉(zhuǎn)變，在工資差距中起到關(guān)鍵作用。馬雙等[15]通過最低工資標(biāo)準(zhǔn)隨時間變化的外生差異來識別最低工資上漲與企業(yè)平均工資的關(guān)系，研究表明對于不同行業(yè)不同人均資本水平的企業(yè)，最低工資上漲的影響存在異質(zhì)性，最低工資將更多地增加勞動密集型或人均資本較低企業(yè)的平均工資。

本文將最低工資作為影響因素放在模型中，為工資增長機(jī)制的完善提供經(jīng)驗(yàn)結(jié)論和建設(shè)性意見。

二、研究數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)計(jì)

1數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，使用我國30個省、直轄市和自治區(qū)從2003—2012年的年度數(shù)據(jù)。需要說明的是由于西藏數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，且個別指標(biāo)的數(shù)據(jù)明顯異常于其他地區(qū)，因此剔除西藏數(shù)據(jù)，以保證數(shù)據(jù)的有效性。

2變量選取endprint

被解釋變量：平均工資增長率。由于模型中加入了物價水平，因此具體衡量時為平均名義工資的增長率，標(biāo)記為WG。

解釋變量包括：

（1）地區(qū)生產(chǎn)總值增長率。經(jīng)濟(jì)增長是社會物質(zhì)財富不斷增加的標(biāo)志，是影響工資增長的重要因素。本文采用地區(qū)生產(chǎn)總值增長率這一指標(biāo)來描述經(jīng)濟(jì)增長率，標(biāo)記為GDP（以2002年為100，換算為2002年為基期的定基序列）。

（2）通貨膨脹率。物價水平的增長意味著員工生活成本的提高，而工資是員工維持家庭生活的主要來源，物價水平的上漲通常將帶動工資水平的提高。本文選取城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)作為衡量物價水平的指標(biāo)，標(biāo)記為CPI。

（3）失業(yè)率。勞動力市場的供求變化是影響工資增長的重要因素，本文選用各?。ㄖ陛犑校┏擎?zhèn)失業(yè)率作為衡量失業(yè)率的具體指標(biāo)。一般來說，通貨膨脹率和失業(yè)率之間存在相關(guān)性，但是，在我國失業(yè)率更多的是與體制因素相關(guān)，而與通貨膨脹率CPI關(guān)系不大，因此仍然可以將兩者作為解釋變量[6]。一般而言，失業(yè)率提高，則平均工資降低。

（4）勞動生產(chǎn)率增長率。在其他條件不變的情況下，勞動生產(chǎn)率提高，會使勞動的邊際產(chǎn)品收益提高，進(jìn)而會提高工資水平。本文選取各?。ㄖ陛犑校┌丛黾又涤?jì)算的勞動生產(chǎn)率作為衡量的具體指標(biāo)，即勞動生產(chǎn)率=各?。ㄖ陛犑校┕I(yè)企業(yè)總產(chǎn)值/各?。ㄖ陛犑校┕I(yè)企業(yè)從業(yè)人員數(shù)。

（5）企業(yè)利潤增長率。一般而言，企業(yè)利潤水平越高，則平均工資越高。本文選用企業(yè)利潤水平代表企業(yè)特征，即企業(yè)利潤水平=各?。ㄖ陛犑校┕I(yè)企業(yè)利潤總額/各省（直轄市）工業(yè)企業(yè)從來人員數(shù)。

（6）人力資本。在人力資本理論中，Mincer[16]研究了人力資本投資與收入的關(guān)系，認(rèn)為人力資本投資增加是收入增加的重要因素。本文選用工業(yè)企業(yè)科研人員的比率來反應(yīng)人力資本水平，即科研人員比率=各?。ㄖ陛犑校┕I(yè)企業(yè)城鎮(zhèn)單位科研人員數(shù)/各?。ㄖ陛犑校┕I(yè)企業(yè)城鎮(zhèn)單位總從業(yè)人員數(shù)。一般而言，人力資本水平越高，則平均工資越高。

（7）最低工資增長率。最低工資標(biāo)準(zhǔn)是政府進(jìn)行勞動力價格管制的一種方式，在我國的情境下，隨著《最低工資規(guī)定》力度的不斷增大，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升對于整體工資分布具有溢出效應(yīng)[17]。本文采用各?。ㄖ陛犑校╊C布的最低工資標(biāo)準(zhǔn)增長率作為衡量指標(biāo)。

調(diào)節(jié)變量：所有制。由于企業(yè)的所有制性質(zhì)不同，經(jīng)濟(jì)因素、非經(jīng)濟(jì)因素及制度因素對企業(yè)員工工資增長的影響也有所不同。本文引入所有制性質(zhì)作為調(diào)節(jié)變量，分別建立國有企業(yè)、集體企業(yè)、私營企業(yè)和外資企業(yè)四個面板數(shù)據(jù)模型。

本文的被解釋變量和解釋變量在模型設(shè)定中均采用對數(shù)（LN）形式，各個變量如表1所示。

3模型設(shè)計(jì)

本文采用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)，靜態(tài)模型設(shè)定為：

LNWGit=αi+∑βi·LNXit+μi （1）

其中，Xit包括GDPit，CPIit，Unemit，Eduit，Profit，Prodit和LWGit變量。

由于各地區(qū)的工資增長較為緩慢，當(dāng)期工資依賴于上期的工資增長水平，因此，引入被解釋變量的滯后一期作為解釋變量來反映上一期的信息，并且建立動態(tài)面板模型處理前一期與當(dāng)期各種因素對工資增長的影響。靜態(tài)模型中的解釋變量之間可能存在內(nèi)生性問題，動態(tài)模型的估計(jì)可以消除模型中的內(nèi)生性偏誤，從而獲得解釋變量的一致性估計(jì)。本文的動態(tài)模型設(shè)定為：

LNWGit=αi+∑β0·LNWGit-1+βi·LNXit+μi （2）

其中，Xit包括GDPit，CPIit，Unemit，Eduit，Profit，Prodit和LWGit變量，i=1，2，…，7

三、經(jīng)驗(yàn)分析

1單位根檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)主要包括LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF-Fisher 檢驗(yàn)和PP-Fisher 檢驗(yàn)等方法。為保證面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，本文采用這四種方法進(jìn)行檢驗(yàn)，對各個變量的一階差分值進(jìn)行檢驗(yàn)時，檢驗(yàn)結(jié)果均顯著地拒絕存在單位根的原假設(shè)。由此可知，工資增長及其影響因素都是一階單整序列。

2協(xié)整檢驗(yàn)

在所有變量通過單位根檢驗(yàn)后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，本文采用的協(xié)整檢驗(yàn)方法是KAO檢驗(yàn)，如表2所示，檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型拒絕變量不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即說明各個變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，具有長期相關(guān)和穩(wěn)定均衡關(guān)系。

3Hausman檢驗(yàn)

對于面板數(shù)據(jù)的靜態(tài)模型而言，采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型需進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)如表3所示。檢驗(yàn)結(jié)果顯示隨機(jī)效應(yīng)模型顯著，接受了采用隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文采用隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型。

4全部樣本估計(jì)結(jié)果

對于靜態(tài)模型，本文進(jìn)行了固定效應(yīng)估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，結(jié)果見表4方程（1）和方程（2）。采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，估計(jì)的結(jié)果具有較強(qiáng)的一致性，地區(qū)生產(chǎn)總值、通貨膨脹率、勞動生產(chǎn)率和人力資本水平的提高對于工資增長都有顯著的正向影響，符合期待。具體地，對于我國工業(yè)企業(yè)而言，地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長對企業(yè)的工資增長具有較強(qiáng)的影響，地區(qū)生產(chǎn)總值增長率提高10000%，工業(yè)企業(yè)工資增長率提高05067%；通貨膨脹率上漲10000%，工業(yè)企業(yè)工資增長率提高02990%；勞動生產(chǎn)率提高10000%，工業(yè)企業(yè)工資增長率提高00856%，這也充分說明了合理的工資上漲速度與勞動生產(chǎn)率的增長是同步的；人力資本水平提高10000%，工業(yè)企業(yè)工資增長率提高00250%。然而，企業(yè)利潤率提高10000%，企業(yè)工資增長率降低00319%，這個結(jié)果不符合期待，但與我國勞動力市場供大于求的現(xiàn)狀有較大關(guān)系，勞動者在這一現(xiàn)狀下沒有分享到企業(yè)的利潤，這表明在勞資雙方的博弈中勞動者仍屬于弱勢群體。失業(yè)率對工資增長率的影響并不顯著，且符號與期待的也不一致，從數(shù)據(jù)角度來看，各省市的城鎮(zhèn)失業(yè)率變化不大，對于工資增長率影響也不顯著。最低工資增長率對工資增長率的提高影響不顯著，可能與工資粘性有關(guān)。endprint