基于面板數(shù)據(jù)模型對(duì)勞動(dòng)力保護(hù)影響的實(shí)證研究

吳明琴， 馬　晶， 董志強(qiáng)*

(1.華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣州 510006；2.中山大學(xué)嶺南學(xué)院，廣州 510275)

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基于面板數(shù)據(jù)模型對(duì)勞動(dòng)力保護(hù)影響的實(shí)證研究

吳明琴1， 馬晶2， 董志強(qiáng)1*

(1.華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣州 510006；2.中山大學(xué)嶺南學(xué)院，廣州 510275)

從勞動(dòng)力保護(hù)角度對(duì)中國勞動(dòng)收入份額下降提供新的解釋，利用2000—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，使用勞資爭議案件中勞動(dòng)者勝利率作為勞動(dòng)力保護(hù)程度的代理變量，研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)保護(hù)程度的加強(qiáng)有助于促進(jìn)勞動(dòng)收入份額提升，平均來說，勞動(dòng)力保護(hù)程度每上升1個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)收入份額大約上升0.130個(gè)百分點(diǎn)． 在《勞動(dòng)合同法》實(shí)施后的年份里，勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響力大幅增加，其系數(shù)從0.089增加至0.141，顯著性水平也從10%上升至5%． 研究結(jié)論表明，實(shí)施《勞動(dòng)合同法》等改善勞動(dòng)力保護(hù)的政策將有助于提高勞動(dòng)收入份額.

勞動(dòng)力保護(hù)； 勞動(dòng)力議價(jià)能力； 勞動(dòng)收入份額； 面板數(shù)據(jù)

中國經(jīng)濟(jì)市場化改革以來，取得持續(xù)的高速增長，伴隨的是勞動(dòng)收入份額持續(xù)下降． 完全不符合著名的卡爾多教條，即“要素收入份額穩(wěn)定不變”． 勞動(dòng)收入份額持續(xù)下降一方面會(huì)壓抑居民收入與消費(fèi)增長，造成內(nèi)需不足，使得中國經(jīng)濟(jì)增長過度依賴于投資與出口的拉動(dòng)[1]；另一方面，勞動(dòng)收入份額的下降引致貧富差距擴(kuò)大，使得功能性收入分配失衡演變?yōu)橐?guī)模性收入分配不均[2]，激化勞資沖突與矛盾，對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的穩(wěn)定發(fā)展造成嚴(yán)重威脅[3]．

BENTAL和DEMOUGIN[4]指出，自1970年代開始的勞動(dòng)力市場制度的變遷是OECD國家勞動(dòng)收入份額下降的主要原因． 最近30余年，OECD國家普遍經(jīng)歷了勞動(dòng)保障制度從偏向保護(hù)勞動(dòng)力逐漸向自由市場的轉(zhuǎn)變，勞動(dòng)力保護(hù)程度降低最終導(dǎo)致OECD國家勞動(dòng)收入份額下降[4]． 特別是20世紀(jì)80年代興起的新自由主義改革浪潮，大幅削弱勞動(dòng)市場管制，被認(rèn)為是勞動(dòng)收入份額下降的重要原因之一[5-6]．

我國從改革開放初期即著手勞動(dòng)力市場改革，到近期事業(yè)單位人事制度改革和央企高管薪酬制度改革，都試圖推進(jìn)“從身份到契約”的治理機(jī)制轉(zhuǎn)變． 在資本和勞動(dòng)的契約關(guān)系中，資本天然地占據(jù)優(yōu)勢，這使得各地政府部門在實(shí)施法律、制定條例和履行監(jiān)管職責(zé)等方面均偏向于維護(hù)資本方利益[7]． 此外，勞動(dòng)合同形式化、工人待遇底層化、加班加點(diǎn)無償化和法律條文廢置化的現(xiàn)象極為嚴(yán)重,勞動(dòng)者權(quán)益受到嚴(yán)重?fù)p害[8]． 在此過程中勞動(dòng)力保護(hù)程度日益下降．

我國迄今沒有一部明確的《就業(yè)保護(hù)法》，缺乏完善的勞動(dòng)力保護(hù)政策框架，因此難以找到度量勞動(dòng)力保護(hù)程度的權(quán)威指標(biāo)，無法直接觀測各地勞動(dòng)力保護(hù)程度的變化情況． 勞資爭議及其解決既涉及到勞資雙方的力量對(duì)比，也涉及到相關(guān)的仲裁機(jī)構(gòu)的態(tài)度． 因此，本文選取勞資爭議中勞動(dòng)者勝訴率作為勞動(dòng)力保護(hù)程度的代理變量． 統(tǒng)計(jì)顯示勞動(dòng)者爭議勝訴率近年呈現(xiàn)較為明顯的下降趨勢．

QI[9]曾從馬克思主義經(jīng)濟(jì)學(xué)視角基于案例分析指出，缺乏保護(hù)的工人談判能力削弱是中國勞動(dòng)收入份額變化的重要原因． 概言之，勞動(dòng)力保護(hù)程度影響勞動(dòng)者在市場上的議價(jià)能力，進(jìn)而影響了勞動(dòng)收入份額. 本文將基于中國省級(jí)層面的面板數(shù)據(jù)分析勞動(dòng)力保護(hù)程度如何影響勞動(dòng)者在市場上的議價(jià)能力和勞動(dòng)收入份額．

1　計(jì)量模型、數(shù)據(jù)與變量

1.1基本模型

參考勞動(dòng)收入份額實(shí)證研究文獻(xiàn)通常做法，設(shè)定以下估計(jì)模型：

Li,t=α0+α1pi,t+γXi,t+μi+νt+εi,t,

其中，L為勞動(dòng)收入份額，以各省“勞動(dòng)者報(bào)酬/(GDP-生產(chǎn)稅凈額)”衡量；p為勞動(dòng)力保護(hù)程度，以勞動(dòng)爭議案件中勞動(dòng)者勝訴案件所占比例來衡量；X為一組解釋勞動(dòng)收入份額的控制變量；μi、νt為個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)；εi,t是殘差項(xiàng)；α1代表勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響，若α1>0，則意味著勞動(dòng)者保護(hù)程度越高，勞動(dòng)收入份額也會(huì)越高，反之則反．

在控制變量X選取上，考慮了近年研究發(fā)現(xiàn)的影響勞動(dòng)收入份額的宏觀因素，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支出比重、資本產(chǎn)出比、人均受教育年限、勞動(dòng)力增長率、外貿(mào)依存度、外商投資比重、少年撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、城市化率和人均GDP，其中：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值除以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來衡量，財(cái)政計(jì)劃支出除以GDP代表政府支出比重，資本產(chǎn)出比是指資本存量與GDP的比值，外貿(mào)依存度用進(jìn)出口總額除以GDP來度量，外商投資比重為FDI在GDP中所占比重，少年(老年)撫養(yǎng)比采用15歲以下(65歲以上)年齡段人口與總?cè)丝诘谋戎当碚鳎褂贸擎?zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎祦泶沓鞘谢剩?/p>

1.2數(shù)據(jù)與變量

使用2000—2012年省際面板數(shù)據(jù)，共包含30個(gè)省市區(qū)(不包含西藏)． 除非特別指出，所使用的數(shù)據(jù)均來自于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒． 所涉及變量、定義以及部分主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1． 其中，重慶2000、2001年和2010年撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)缺失；北京2000年、新疆2000年、貴州2001年的勞動(dòng)力保護(hù)數(shù)據(jù)缺失．

表1　描述性統(tǒng)計(jì)

2　實(shí)證結(jié)果

2.1勞動(dòng)力保護(hù)對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響

表2給出了模型1的回歸結(jié)果，樣本量為387個(gè)． 表中第1、2列為分別采用隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)的單變量回歸，第3、4列是在第1、2列的基礎(chǔ)上加入一系列控制變量(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支出比重、資本產(chǎn)出比、人均受教育年限、勞動(dòng)力增長率、外貿(mào)依存度、外商投資比重、少年撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、城市化率和人均GDP)的回歸，第5列在第4列的基礎(chǔ)上采用DRISCOLL和KRAAY[10]的方法對(duì)回歸模型中可能存在的多重共線性和異方差等問題進(jìn)行修正，第6列采用廣義最小二乘法進(jìn)行回歸，在第2、4、5列和第6列中控制年份固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，第1列和第3列只控制了年份固定效應(yīng)． 結(jié)果顯示，勞動(dòng)力保護(hù)程度與勞動(dòng)收入份額顯著正相關(guān)，勞動(dòng)力保護(hù)程度每上升1個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)收入份額大約上升0.130個(gè)百分點(diǎn)． 由于第5列采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差[10]對(duì)面板數(shù)據(jù)可能存在的自相關(guān)、異方差與組間相關(guān)的干擾進(jìn)行了修正，實(shí)證結(jié)果更為可靠，本文重點(diǎn)對(duì)第5列實(shí)證結(jié)果進(jìn)行報(bào)告． 并且，在多控制變量的不同估計(jì)方法的模型中，這一結(jié)果是很穩(wěn)健的．

表2　基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量；***、**、*分別表示1%、5%、10%顯著水平；使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差;第2列和第6列括號(hào)內(nèi)為卡方統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn).

控制變量方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與勞動(dòng)收入份額顯著正相關(guān)，表明相對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)收入份額更高，這符合基本經(jīng)濟(jì)事實(shí)，也與白重恩和錢震杰[11]、羅長遠(yuǎn)和張軍[12]的研究結(jié)果一致． 資本產(chǎn)出比的系數(shù)小于1，且顯著為正，表明資本與勞動(dòng)具有一定的互補(bǔ)關(guān)系(從長期的經(jīng)濟(jì)事實(shí)來看應(yīng)該如此，資本越多需要雇傭的勞動(dòng)也越多)，且資本產(chǎn)出比的上升有利于勞動(dòng)報(bào)酬在GDP所占份額的改善． 勞動(dòng)力增長率的系數(shù)顯著為正，達(dá)到5%顯著性水平，意味著勞動(dòng)人口的增加會(huì)顯著提高GDP中勞動(dòng)者的收入比重． 在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，少年撫養(yǎng)比的系數(shù)為0.376，老年撫養(yǎng)比的系數(shù)為-0.996，皆通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明老年撫養(yǎng)比的上升和少兒撫養(yǎng)比的下降是勞動(dòng)收入份額下降的原因之一，該結(jié)論與魏下海等[13]的結(jié)論相同．

2.2穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

表2使用不同的估計(jì)方法進(jìn)行回歸分析，本文將使用分位數(shù)回歸再次檢驗(yàn)計(jì)量模型的穩(wěn)健性． 分位數(shù)回歸提供了因變量在整個(gè)分布上受自變量影響的全面信息，可以更為直觀地觀測勞動(dòng)力保護(hù)程度在不同水平上對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響．

表3是作為計(jì)量模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)的分位數(shù)回歸，樣本量為387個(gè)，在回歸結(jié)果中控制了年份固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)． 其結(jié)果與表2基本一致：勞動(dòng)力保護(hù)程度顯著正向影響勞動(dòng)收入份額． 還發(fā)現(xiàn)，隨著勞動(dòng)收入份額的降低，勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響會(huì)逐漸消失，當(dāng)勞動(dòng)收入份額降低到一定程度時(shí)，勞動(dòng)收入份額不再隨著勞動(dòng)力保護(hù)程度的下降而下降． 結(jié)合勞動(dòng)力保護(hù)程度和勞動(dòng)收入份額均持續(xù)下降的事實(shí)，我們認(rèn)為：勞動(dòng)力保護(hù)程度的下降對(duì)勞動(dòng)收入份額的負(fù)面作用機(jī)制并不是無窮的，它的影響力會(huì)隨著勞動(dòng)收入份額的下降而逐漸降低，直至沒有影響．

表3　穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量；***、**、*分別表示1%、5%、10%顯著水平.

2.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

前面曾提及，在我國勞動(dòng)力市場制度的市場化改革進(jìn)程中，與市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境配套的勞動(dòng)力保護(hù)機(jī)制未及時(shí)建立，進(jìn)一步激化了在市場經(jīng)濟(jì)中普遍存在的勞資矛盾． 2008年1月1日正式實(shí)施的《勞動(dòng)合同法》正是國家開始著手對(duì)市場經(jīng)濟(jì)下的勞動(dòng)力市場進(jìn)行規(guī)制，試圖平衡勞資關(guān)系的法律嘗試． 隨著《勞動(dòng)合同法》的正式實(shí)施，市場經(jīng)濟(jì)體制下的勞動(dòng)力保護(hù)制度進(jìn)一步完善，勞動(dòng)力保護(hù)程度的提高不僅體現(xiàn)在數(shù)量上，還體現(xiàn)在質(zhì)量上． 在《勞動(dòng)合同法》實(shí)施后，勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響應(yīng)該更大．

為了驗(yàn)證上述猜測，將所有的樣本以2008年為界限分為2組，考慮到政策的滯后性與勞資爭議解決的時(shí)限要求，第1組選取2000—2008年的數(shù)據(jù)，第2組選取2009—2012年的數(shù)據(jù)． 作為補(bǔ)充，依據(jù)工會(huì)參與率把數(shù)據(jù)分為2組，把工會(huì)參與率高于均值的省市定義為工會(huì)參與率高的地區(qū)，其余則定義為工會(huì)參與率低的地區(qū)． 考慮到《勞動(dòng)合同法》的實(shí)施、工會(huì)的建立都會(huì)提高勞動(dòng)者的議價(jià)能力，勞動(dòng)力保護(hù)程度將會(huì)提高，其質(zhì)量也上升，因此，我們預(yù)計(jì)在《勞動(dòng)合同法》實(shí)施后工會(huì)參與率較高的省市的勞動(dòng)力保護(hù)程度的系數(shù)應(yīng)該更大且更顯著． 具體的回歸結(jié)果見表4，在回歸結(jié)果中控制了年份固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，樣本量分別是265、119、213和171個(gè)． 表中第1列和第2列分別是《勞動(dòng)合同法》實(shí)施前、后的實(shí)證檢驗(yàn)． 我們發(fā)現(xiàn)《勞動(dòng)合同法》實(shí)施后的年份里，勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響力大幅增加，其系數(shù)從0.089增加至0.141，顯著性水平也從10%上升至5%． 由表4的第3列和第4列可見，在工會(huì)參與率較高的省市，勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響更高也更顯著，符合預(yù)期．

表4　穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量；***、**、*分別表示1%、5%、10%顯著水平; 控制變量與表2相同．

3　結(jié)論與啟示

我國市場經(jīng)濟(jì)改革過程中，勞動(dòng)力保障制度的建立健全速度慢于經(jīng)濟(jì)市場化速度，在原有計(jì)劃經(jīng)濟(jì)勞動(dòng)力保障制度消失后，市場經(jīng)濟(jì)體制的勞動(dòng)力保障制度遠(yuǎn)未完善． 雖然《勞動(dòng)合同法》的出臺(tái)在某種意義上意味著市場經(jīng)濟(jì)下新的勞動(dòng)力保障制度的建立，但是受制于勞動(dòng)合同形式化的現(xiàn)實(shí)因素，勞動(dòng)力保護(hù)程度的下降趨勢并未得到改善． 特別是地方政府及其官員為應(yīng)對(duì)增長競賽，均采用親和資本的發(fā)展戰(zhàn)略，不愿或未能嚴(yán)格執(zhí)行勞動(dòng)基準(zhǔn)維護(hù)工人權(quán)益． 這種種因素導(dǎo)致我國勞動(dòng)力受保護(hù)程度逐年下降，削弱了勞動(dòng)者在與資本締約時(shí)的議價(jià)能力． 本文認(rèn)為，這是我國勞動(dòng)收入份額逐年下降的原因之一． 利用2000—2012年的數(shù)據(jù)，基于面板數(shù)據(jù)的分析模型，我們發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額有顯著正向影響，換言之，削弱勞動(dòng)力保護(hù)會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額下降． 平均來說，勞動(dòng)力保護(hù)程度每上升1個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)收入份額可以提高超過10個(gè)百分點(diǎn)．

用分位數(shù)回歸驗(yàn)證了上述結(jié)果的穩(wěn)健性，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力保護(hù)程度的下降對(duì)勞動(dòng)收入份額的負(fù)面影響會(huì)隨著勞動(dòng)收入份額的下降而逐漸降低，直至沒有影響． 在75分位的回歸結(jié)果中，勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響顯著為正，系數(shù)為0.242. 在50分位的回歸結(jié)果中，勞動(dòng)力保護(hù)程度的系數(shù)是0.131，也顯著為正． 此外，按照《勞動(dòng)合同法》頒布前后工會(huì)參與率的高低，將全樣本分為勞動(dòng)力保護(hù)程度高和勞動(dòng)力保護(hù)程度低的2組，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力保護(hù)程度高的一組的勞動(dòng)力保護(hù)程度對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響更大，也更顯著． 在2000—2008年，勞動(dòng)力保護(hù)程度的系數(shù)為0.089，而在2009—2012年，勞動(dòng)力保護(hù)程度的系數(shù)為0.141，更加顯著. 此外，在工會(huì)參與度高的企業(yè)勞動(dòng)力保護(hù)程度也可以顯著提高勞動(dòng)收入份額．

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【中文責(zé)編：莊曉瓊英文責(zé)編：肖菁】

The Empirical Study of Labor Protection Based on Panel Data Estimation

WU Mingqin1, MA Jing2, DONG Zhiqiang1*

(1.School of Economics and Management, South China Normal University, Guangzhou 510006,China；2.Lingnan College, Sun Yat-Sen University, Guangzhou 510275,China)

A new explanation for the declining of labor income share in China is given from the perspective of labor force protection. Employing 2000-2012 provincial level panel data and using labor win rate in labor dispute cases as a proxy to measure labor force protection, it is found that labor force protection significantly improves labor income share, on average one percentage increase in labor protection would increase 0.130 percentage in labor share. After the enforcement of labor contract law in 2008, the coefficient of labor protection is increased from 0.089 to 0.141, and the significance level is increased from 5% to 10%. The policy implication could be derived from above results is that improving the implementation of the labor contract law and other policies, as ways to improve the degree of labor force protection, is helpful to increase the labor income share.

labor protection; labor bargaining power; labor income share; panel data

2015-10-21《華南師范大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)》網(wǎng)址：http://journal.scnu.edu.cn/n

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71473089)；廣東省公益研究與能力建設(shè)專項(xiàng)資金項(xiàng)目 (2015A070704047)；廣東省教育廳育苗工程 (2013WYM0013) ；廣州市科技計(jì)劃項(xiàng)目(2014Y4300024)

董志強(qiáng)，教授，Email:dongzhiqiang@m.scnu.edu.cn.

F22；O21

A

1000-5463(2016)04-0095-05