林令濤，劉海洋，逯宇鐸

（1. 大連理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 大連 116024；2. 西南財經(jīng)大學(xué) 國際商學(xué)院，四川 成都 611130）

一、引 言

國有企業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用至關(guān)重要，因此涉及國有經(jīng)濟(jì)的改革關(guān)系到整個經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展（白重恩等，2006；黃玲文和姚洋，2007）。從20世紀(jì)90年代初開始，國家制定并實施了一系列推動國有企業(yè)改革的措施。近期，國資委于2015年9月頒布了《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》，全面提出了新時期國有企業(yè)改革的目標(biāo)任務(wù)和重大舉措。作為國有企業(yè)改革的基礎(chǔ)性工作，公司化改革的全面完成將加速整個改革的進(jìn)程。截至2016年底，國資委監(jiān)管的中央企業(yè)及下屬各級子企業(yè)公司制改制在92%以上，全國超過90%的國有及國有控股企業(yè)完成了公司制改革。根據(jù)中央經(jīng)濟(jì)工作會議和《政府工作報告》要求，2017年底前基本完成國有企業(yè)公司制改制工作。國有企業(yè)已經(jīng)到了改革提速階段，改革成為中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的重要依托，因此推進(jìn)國有企業(yè)改革和發(fā)展，從總體上增強(qiáng)國有企業(yè)活力和國有經(jīng)濟(jì)控制力，對建立社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速健康發(fā)展，提高人民生活水平，保持安定團(tuán)結(jié)的政治局面，鞏固社會主義制度等都具有十分重要的意義。在這一背景下，有關(guān)國有企業(yè)改革問題的研究再度升溫。

然而，隨著國有企業(yè)改革的穩(wěn)步推進(jìn)，部分改制企業(yè)的勞動收入份額卻呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢。如圖1所示，企業(yè)的勞動收入份額隨時間呈現(xiàn)出下降的趨勢，改制企業(yè)的勞動收入份額變化曲線位于相應(yīng)未改制企業(yè)勞動收入份額的下方，說明改制可能造成了中國勞動收入份額的下降。因此，針對國有企業(yè)改制與勞動收入份額之間關(guān)系的研究是重新評估國有企業(yè)改制成效的重要方面。

從現(xiàn)有相關(guān)研究文獻(xiàn)來看，已有部分學(xué)者對國有企業(yè)改制造成勞動收入份額下降的原因給出了解釋（羅長遠(yuǎn)和張軍，2009；白重恩和錢震杰，2010；伍山林，2011）。一方面，一些學(xué)者認(rèn)為勞動收入份額的下降主要是改制降低了要素市場扭曲所引起的。白重恩等（2008）發(fā)現(xiàn)，國有部門改制引起勞動力市場環(huán)境改變是引起工業(yè)部門勞動收入份額在1998年后逐漸下降的主要原因，他們認(rèn)為勞動收入份額下降是要素市場扭曲程度下降導(dǎo)致的。周明海等（2010）的研究也表明，所有制結(jié)構(gòu)變動帶來的勞動收入份額下降是由中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中要素扭曲程度下降、經(jīng)濟(jì)效率提升的正向沖擊引起的。另一方面，部分學(xué)者從勞動者工資議價能力失衡的角度來解釋國有企業(yè)改制降低勞動收入份額的內(nèi)在邏輯。例如，Azmat等（2007）考察了私有化對勞動收入占比的影響，發(fā)現(xiàn)私有化降低了勞動者工資議價能力，而勞動者工資議價能力大小將影響最終利潤在不同要素所有者間的分配比例，從而影響要素收入份額。盛丹和陸毅（2017）的研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)改制降低了勞動者的工資議價能力，造成了企業(yè)改制后支付給員工的工資較低，進(jìn)而影響了勞動收入份額。佟家棟和洪倩霖（2017）采用代理模型和工資議價模型的研究表明，國有企業(yè)改制降低了企業(yè)人均工資，并將這一現(xiàn)象的原因歸結(jié)為國有企業(yè)改制降低了員工的工資議價能力。

圖1 改制企業(yè)的勞動收入份額差異

與先前的研究文獻(xiàn)不同，本文發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)改制后員工的工資水平不僅沒有下降反而有所上升，進(jìn)而通過構(gòu)建模型來解釋勞動者工資上升但勞動收入份額下降之謎。本文認(rèn)為這一現(xiàn)象的原因可能在于：勞動收入份額可以分解為工資水平和勞動生產(chǎn)率兩部分，國有企業(yè)改制在工資水平和勞動生產(chǎn)率上都產(chǎn)生了提升效應(yīng)，但改制之后工資調(diào)整速度較慢，從而造成了國有企業(yè)改制后效率提升和工資提升的不平衡增加，客觀上產(chǎn)生了勞動收入份額下降的表面現(xiàn)象。①需要說明的是，勞動力市場扭曲也是造成工資水平提升緩慢的重要因素。至于勞動市場為何扭曲，感興趣的讀者可以查閱白重恩等（2008）、白重恩和錢震杰（2009）等學(xué)者的研究，他們認(rèn)為壟斷程度上升是重要原因；除此之外，中國勞動力市場的流動壁壘、體制壁壘等可能也是重要原因。本文利用1999-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究支持了上述分析，并且這一結(jié)果在采用不同的計算方法以及更換模型設(shè)定后依然成立。本文研究揭示了勞動收入份額下降的深層原因，客觀上能夠化解人們對改制的疑慮，以及對非國有企業(yè)份額增長的擔(dān)心，從而為深化市場化改革提供了理論依據(jù)，也為加速國有企業(yè)工資結(jié)構(gòu)調(diào)整提供了參考。與此同時，本文從微觀視角系統(tǒng)考察國有企業(yè)改制引起勞動收入份額的變動趨勢及其經(jīng)濟(jì)邏輯，為解決勞動收入份額下降的現(xiàn)實問題提供了堅實的微觀基礎(chǔ)。

二、理論分析

首先，本文依據(jù)中國典型的現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)條件構(gòu)建理論模型來考察國有企業(yè)改制如何影響企業(yè)的經(jīng)營決策，進(jìn)而推導(dǎo)出勞動收入份額的變化。假設(shè)代表性企業(yè)生產(chǎn)決策在兩期中進(jìn)行，因此設(shè)t=1、2，并設(shè)定企業(yè)改制發(fā)生在第2期。企業(yè)運(yùn)用資本K和勞動L兩種要素進(jìn)行生產(chǎn)，生產(chǎn)函數(shù)為Y=（K，L），具體形式為：

其中，A刻畫了技術(shù)水平，包含了影響企業(yè)生產(chǎn)效率的制度和技術(shù)因素，權(quán)重系數(shù)，用于刻畫經(jīng)濟(jì)活動中資本和勞動對總產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。為了考察企業(yè)在改制前后兩期的決策行為，假設(shè)企業(yè)在未發(fā)生改制時擁有初始資本存量K1和初始雇傭勞動水平L1，同時設(shè)定企業(yè)進(jìn)入市場時存在進(jìn)入固定成本F，企業(yè)在第t期內(nèi)的利潤水平可以表示為：

其中，w和r分別表示企業(yè)在第t期支付的資本和勞動的實際價格，每個企業(yè)將在既定要素價格下決定資本和勞動的使用數(shù)量，P為產(chǎn)品的價格水平。未發(fā)生改制的企業(yè)與改制后企業(yè)具有本質(zhì)的差異，由于國有企業(yè)隸屬于各級政府，其大部分的利潤所得都會上交財政，留存利潤較少，因此未改制企業(yè)在既定要素投入下優(yōu)化生產(chǎn)，對公式（2）求利潤最大化，得到的均衡條件為均衡條件下的勞動收入份額為，因此未改制企業(yè)的勞動收入份額僅取決于權(quán)重系數(shù)。

在發(fā)生改制后，由于企業(yè)性質(zhì)發(fā)生變化，利潤留存增加，企業(yè)會依靠生產(chǎn)積累進(jìn)行投資生產(chǎn)，通過選擇購入資本或者雇傭勞動來擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，將改制前的利潤投入到改制后的企業(yè)生產(chǎn)活動中。假設(shè)廠商用雇傭勞動，用購入資本，其中則有：

K2=K1+ΔK1，L2=L1+ΔL1表示初始資本存量表示改制后的資本存量表示初始勞動水平表示改制后的勞動水平。因此企業(yè)在改制后的產(chǎn)出函數(shù)為：

接下來，本文考慮改制對勞動收入份額的影響，企業(yè)的勞動收入份額LS可以表示為：

因此，改制前的勞動收入份額可以表示為LS1，改制后的勞動收入份額可以表示為LS2。由公式（8）可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的勞動收入份額實際上是由兩部分構(gòu)成：一部分是工資水平w，一部分是企業(yè)勞動生產(chǎn)率Y/L。勞動收入份額等于工資水平與勞動生產(chǎn)率之比，企業(yè)工資的提升對勞動收入份額有提升作用，而企業(yè)效率的提升會對勞動收入份額產(chǎn)生向下的壓力。在公式（8）的基礎(chǔ)上，比較改制前后勞動收入份額的變動，如公式（9）所示：

在優(yōu)化決策中，企業(yè)會將全部利潤用于資本購入，因此改制后企業(yè)勞動雇傭數(shù)量沒有發(fā)生變化，即L2=L1。①由于國有企業(yè)存在大量的冗員，國有企業(yè)改制的最優(yōu)決策是將產(chǎn)出獲得的利潤用于資本擴(kuò)張，因此企業(yè)改制后的勞動雇傭不會超過改制前，即此時的條件依然成立。公式（9）可以改為由于改制企業(yè)勞動收入份額的變動方向就取決于工資水平的變動方向，具體分為三種變動方式：

（1）若改制后w2＜w1，工資水平有明顯的降低，此時LS2＜LS1，即改制造成了勞動收入份額下降，這一情況可以解釋改制后工資議價能力降低是造成勞動收入份額下降的結(jié)論；

（2）若改制后w2＞w1，工資水平有明顯的提升，但提升幅度低于勞動生產(chǎn)率的提升幅度，②實際上，考慮到勞動力市場上存在著勞動者之間的競爭，改制之后職工工資沒有隨勞動生產(chǎn)率而大幅度上漲是市場競爭的正常結(jié)果。此外，由于存在要素市場扭曲和工資粘性等，在一定時期和范圍內(nèi)，工資往往難以實現(xiàn)靈活調(diào)整，使得國有企業(yè)改制后勞動者工資的實際增速緩慢，造成了工資水平的提升幅度低于勞動生產(chǎn)率的提升幅度。即當(dāng)時，LS2＜LS1，此時，改制同樣造成了勞動收入份額下降；

（3）若改制后w2＞w1，工資水平有明顯的提升，并且提升幅度超過了勞動效率的提升幅度，即當(dāng)時，LS2＞LS1，這種情況下的改制造成了勞動收入份額的上升。

基于上述分析可以發(fā)現(xiàn)，國企改制后勞動收入份額下降符合（1）和（2）的情形。在（1）的情形下，國企改制造成勞動收入份額下降可以解釋為改制后員工工資議價能力下降的結(jié)果。事實上，改制后員工工資支付并沒有產(chǎn)生大幅的下降，反而有所提升，因此國企改制更符合（2）的情形，即國企改制造成勞動收入份額下降是因為國有企業(yè)改制后產(chǎn)生了整體效率提升，但是貨幣工資的提升滯后于勞動生產(chǎn)率的提升，從而導(dǎo)致了勞動收入份額的下降。

三、數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源和處理

為了準(zhǔn)確測算國有企業(yè)改制對勞動收入份額變化的影響差異，本文采用1999-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以企業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)作為分析對象來測算勞動收入份額的變化。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫是由國家統(tǒng)計局搜集的。作為國內(nèi)支柱性產(chǎn)業(yè)的工業(yè)部門在中國經(jīng)濟(jì)中占較大比重，并且工業(yè)部門勞動收入份額的變化幅度和趨勢與國民經(jīng)濟(jì)整體很接近，從而采用中國工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)作為分析對象是可行的。

與先前研究勞動收入份額的文獻(xiàn)不同，本文采用微觀數(shù)據(jù)展開分析。要素收入分配本是宏觀經(jīng)濟(jì)問題，但是不同產(chǎn)業(yè)部門勞動收入份額的變化機(jī)制可能存在系統(tǒng)性差異，加總層面的分析忽視了制造業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)性差異。同時，制造業(yè)的行業(yè)之多，行業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平也不盡相同，如果進(jìn)行加總，可能造成將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來的差異誤讀為勞動份額的行業(yè)差異。并且行業(yè)加總的程度越高，行業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)差異影響就越大。另外，在數(shù)據(jù)質(zhì)量上，以加總數(shù)據(jù)作為研究對象分析要素收入分配面臨一些技術(shù)問題，比如收入核算資料繁雜、數(shù)據(jù)質(zhì)量不高、統(tǒng)計口徑多變等，這些問題將直接影響研究結(jié)果的可信性（白重恩和錢震杰，2010），而利用工業(yè)部門的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，可以在很大程度上解決這些問題。

在本文的研究中，我們主要聚焦國有企業(yè)改制這一特殊制度改革對企業(yè)勞動收入份額影響的內(nèi)在邏輯。在分析之前，本文針對數(shù)據(jù)中可能出現(xiàn)的統(tǒng)計誤差和指標(biāo)遺漏問題，借鑒Feenstra等（2014）的處理方式對樣本進(jìn)行了清理，剔除了關(guān)鍵變量存在異常值的樣本。在對數(shù)據(jù)做了基本處理后，通過企業(yè)在不同年份中的登記注冊類型變化捕捉國有企業(yè)的改制情況。本文關(guān)注的是國有企業(yè)改制對勞動收入份額的影響，我們僅保留了初始年份為國有企業(yè)的樣本，并按照如下方式對國有企業(yè)改制進(jìn)行界定：企業(yè)在初始年份為國有企業(yè)，如果之后企業(yè)性質(zhì)發(fā)生變更即為改制企業(yè)，設(shè)定改制變量為1；如果之后企業(yè)性質(zhì)仍然是國有企業(yè)，可以認(rèn)為未進(jìn)行改制，改制變量為0。通過對數(shù)據(jù)的清理和篩選，得到符合本文研究的企業(yè)樣本有296 408個。其中，在本文研究的樣本區(qū)間內(nèi)，發(fā)生改制的企業(yè)有80 328個，占到了總樣本的27.10%，未改制的企業(yè)樣本有216 080個。此外，在企業(yè)層面，不是所有樣本的增加值和勞動報酬都大于0，也不是所有樣本增加值都大于各要素收入。為了得到更為精確的樣本估計結(jié)果，本文在樣本選擇上剔除了勞動收入份額小于0和大于1的樣本，采用這種處理方式并不影響樣本整體分布狀況。

（二）增加值以及對應(yīng)勞動收入份額測算

本文研究中的關(guān)鍵問題之一是計算企業(yè)層面的勞動收入份額，企業(yè)勞動收入份額刻畫了勞動者報酬在產(chǎn)出分配中的重要性。根據(jù)已有研究的思路，本文采用增加值法進(jìn)行計算（魏下海等，2013；賈珅和申廣軍，2016）?？紤]到增加值的計算方法有多種，不同方法計算的勞動收入份額雖然在趨勢上表現(xiàn)一致，但具體數(shù)值仍存在一定差異，借鑒呂冰洋和郭慶旺（2012）以及錢震杰和朱曉東（2013）的處理方式，本文分別使用生產(chǎn)法和收入法計算增加值，然后測算各方法對應(yīng)下企業(yè)層面的勞動收入份額。

（1）當(dāng)年折舊Depre，企業(yè)當(dāng)年的生產(chǎn)折舊可以直接從數(shù)據(jù)庫中獲得。（2）勞動者報酬Labre，該指標(biāo)包含主營業(yè)務(wù)應(yīng)付工資總額、主營業(yè)務(wù)應(yīng)付福利費(fèi)總額、管理費(fèi)用中的勞動和保險費(fèi)、養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險、住房公積金和住房補(bǔ)貼。（3）營業(yè)盈余Opesu，企業(yè)的銷售利潤以及獲得的補(bǔ)貼收入減去企業(yè)管理費(fèi)用和財務(wù)費(fèi)用，其中企業(yè)銷售利潤是從銷售收入中剔除銷售成本、主營業(yè)務(wù)費(fèi)用及附加以及銷售費(fèi)用后的剩余。（4）生產(chǎn)稅凈額Netax，包含主營業(yè)務(wù)費(fèi)用及附加、管理費(fèi)用中的稅金和應(yīng)付增值稅，并減掉企業(yè)獲得的補(bǔ)貼收入。

（三）數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

為了保證勞動收入份額不受計算方法的影響，本文分別采用生產(chǎn)法和收入法計算增加值后測算對應(yīng)的勞動收入份額進(jìn)行比較。在劃分改制企業(yè)和未改制企業(yè)后，本文報告了未改制企業(yè)、企業(yè)改制前和改制后勞動收入份額的時間變化趨勢，詳見表1。

表1 改制企業(yè)和非改制企業(yè)的趨勢變動

表1分別報告了在生產(chǎn)法和收入法下未發(fā)生改制企業(yè)和改制企業(yè)發(fā)生改制前后的勞動收入份額的變動趨勢。由表1的統(tǒng)計結(jié)果可以看出，無論是在生產(chǎn)法還是收入法下，改制企業(yè)的勞動收入份額都低于未改制企業(yè)，并且在發(fā)生改制的企業(yè)中，改制后的勞動收入份額也低于改制前的勞動收入份額。平均來看，生產(chǎn)法下改制前的勞動收入份額為0.3666，改制后為0.3180，未發(fā)生改制企業(yè)的勞動收入份額為0.4067；收入法下改制前的勞動收入份額為0.5328，改制后為0.4796，未改制企業(yè)為0.5720。以上結(jié)果表明，改制企業(yè)和未改制企業(yè)的勞動收入份額本身存在差異，同時國有企業(yè)改制后的勞動收入份額明顯降低。

四、模型構(gòu)建和實證結(jié)果

（一）模型構(gòu)建

為了驗證國有企業(yè)改制影響勞動收入份額的渠道，我們將勞動收入份額LS進(jìn)行分解，對公式（8）兩邊取對數(shù)得到：

其中，下標(biāo)i和t分別表示企業(yè)和年份；被解釋變量分別為采用增加值法計算的企業(yè)勞動收入份額LS、工資水平w、勞動生產(chǎn)率Y/L；本文的核心解釋變量是Reform，是表征國有企業(yè)是否發(fā)生改制的虛擬變量，企業(yè)在初始年份為國有企業(yè)，在之后企業(yè)性質(zhì)發(fā)生變更時即為改制企業(yè)，設(shè)定改制變量為1；如果企業(yè)一直保持國有企業(yè)的性質(zhì)，可以認(rèn)為沒有發(fā)生變更，改制變量為0。顯然，模型（12）中企業(yè)改制變量的系數(shù)是本文最關(guān)心的系數(shù)，衡量了國有企業(yè)改制對企業(yè)勞動收入份額的影響方向和程度；而在模型（13）和（14）中，系數(shù)和分別衡量了國有企業(yè)改制對工資水平和勞動生產(chǎn)率的影響；為隨機(jī)擾動項。

此外，參考已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論，我們在模型中加入影響企業(yè)勞動收入份額的控制因素X，具體包括：（1）企業(yè)員工數(shù)量lnL，刻畫了企業(yè)勞動的總體投入狀況，由勞動收入份額的計算公式可知，企業(yè)雇傭的員工數(shù)量越多，勞動收入在總產(chǎn)出中的比重就越大。（2）資本密集度lnK/L，資本密集度刻畫了企業(yè)生產(chǎn)的深化程度，使用企業(yè)固定資產(chǎn)年末凈值與勞動之比的對數(shù)值來表示。資本密集度衡量了企業(yè)資本的分布強(qiáng)度，隨著資本在生產(chǎn)過程中的重要性增強(qiáng)，勞動要素的作用將會下降，因此資本密集度對勞動收入份額的影響為負(fù)。（3）壟斷程度Monopoly，本文采用企業(yè)層面價格加成比衡量壟斷程度。在產(chǎn)品市場結(jié)構(gòu)方面，壟斷能力越高的行業(yè)將獲得更高的壟斷資金，由于壟斷租金是資本收入的一部分，因此隨著壟斷程度的增加，資本收入份額將變大（白重恩等，2008），相應(yīng)的勞動收入份額就會下降。（4）創(chuàng)新能力R&D。本文采用新產(chǎn)品開發(fā)衡量創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步，以企業(yè)新產(chǎn)品銷售比表示。技術(shù)創(chuàng)新帶來技術(shù)進(jìn)步，而企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)對勞動收入份額有不可忽略的影響（黃先海和徐圣，2009），研究表明技術(shù)進(jìn)步帶有資本增強(qiáng)的性質(zhì)，會導(dǎo)致要素收入向資本傾斜（張莉等，2012），因此，其對勞動收入份額的影響顯著為負(fù)。（5）出口強(qiáng)度EX，使用企業(yè)的出口交貨值占總產(chǎn)出的比重來衡量（賈珅和申廣軍，2016）。根據(jù)斯托帕-薩繆爾森定理，中國作為勞動密集型國家，出口勞動密集型產(chǎn)品應(yīng)有利于收入分配向勞動者傾斜。但白重恩和錢震杰（2009）以及羅長遠(yuǎn)和張軍（2009）發(fā)現(xiàn)，出口對勞動收入份額影響不顯著，并將其歸結(jié)為中國外資出口比重上升和出口技術(shù)復(fù)雜度上升的結(jié)果。肖文和周明海（2010）從貿(mào)易模式轉(zhuǎn)變的角度出發(fā)發(fā)現(xiàn)，出口對勞動收入份額產(chǎn)生了顯著的負(fù)效應(yīng)。（6）融資約束Constrain，使用利息支付與負(fù)債之比的對數(shù)來衡量企業(yè)的融資成本（Feenstra 等，2014）。事實上，民營企業(yè)面臨較高的融資約束問題，國有企業(yè)融資約束并不嚴(yán)重?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)面臨嚴(yán)重的融資約束，會通過利潤留成應(yīng)對融資困難，因此導(dǎo)致勞動收入份額的下降（Song 等，2011；羅長遠(yuǎn)和陳琳，2012；汪偉等，2013）。在分析國企改制的問題時，本文也加入了融資約束的影響。（7）企業(yè)風(fēng)險Risk，采用特定年份內(nèi)同地區(qū)同行業(yè)內(nèi)虧損企業(yè)的比例來衡量企業(yè)風(fēng)險，該指標(biāo)更適用于判斷行業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險，同時可有效避免采用利潤率標(biāo)準(zhǔn)差衡量風(fēng)險的缺陷。企業(yè)風(fēng)險的降低提高了勞動者努力程度，使產(chǎn)出和工資水平都得以增長，但產(chǎn)出增長更快，因而勞動收入份額下降（賈珅和申廣軍，2016）。因此當(dāng)企業(yè)面臨較高風(fēng)險時，企業(yè)的勞動收入份額會降低。同時，為了控制模型中極端值的影響，本文對所有控制變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。

（二）國有企業(yè)改制對勞動收入份額的影響

本文采用固定效應(yīng)模型檢驗國有企業(yè)改制對勞動收入份額影響的經(jīng)濟(jì)邏輯，從而克服遺漏變量的問題。從表2的結(jié)果可以看出，第2列和第5列的回歸系數(shù)皆證實了國有企業(yè)改制對企業(yè)勞動收入份額產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。具體地，第2列中生產(chǎn)法的估計結(jié)果表明，國有企業(yè)改制降低了勞動收入份額8.46個百分點(diǎn)。在第5列收入法中，改制企業(yè)的勞動收入份額下降了10.11個百分點(diǎn)，兩者的結(jié)果具有高度一致性。接下來，通過對工資水平和勞動生產(chǎn)率的分析揭示國有企業(yè)改制降低勞動收入份額的經(jīng)濟(jì)邏輯。國有企業(yè)改制顯著提升了工資水平和勞動生產(chǎn)率，且提升勞動生產(chǎn)率的幅度更大。由第3列和第6列的結(jié)果可以看出，國有企業(yè)改制對工資水平的影響顯著為正，生產(chǎn)法為0.2555，收入法為0.2296，上述研究支持了國有企業(yè)改制提升工資水平的結(jié)論。改制后，企業(yè)的管理結(jié)構(gòu)將從體制內(nèi)脫離出來，產(chǎn)出效率的增加也會使企業(yè)利潤部分轉(zhuǎn)移到勞動者手中，從而提升改制企業(yè)的工資水平。第4列和第7列的結(jié)果顯示，國有企業(yè)改制后勞動生產(chǎn)率有了顯著提升，生產(chǎn)法為0.3409，收入法為0.3309。這是因為，改制企業(yè)追求利潤最大化的原則會促使企業(yè)降低勞動成本減少效率損失，從而提升企業(yè)效率。現(xiàn)有研究證實了國有企業(yè)改制在促進(jìn)企業(yè)效率提升上的作用（宋立剛和姚洋，2005；Jefferson 和Su，2006）。對比國有企業(yè)改制影響工資水平和勞動生產(chǎn)率的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)發(fā)生改制將激勵勞動者提高努力程度，工資水平和勞動生產(chǎn)率都呈現(xiàn)出穩(wěn)步增長的趨勢，但是因為產(chǎn)出水平的提升速度超過了工資增長的幅度，這在客觀上造成了勞動收入份額的下降。因此有理由認(rèn)為，國有企業(yè)改制無論對企業(yè)家還是勞動者都是有利的。

表2 國有企業(yè)改制對勞動收入份額的影響及其內(nèi)在機(jī)制檢驗

（三）更改國有企業(yè)界定標(biāo)準(zhǔn)后的回歸結(jié)果

在基本的分析中，我們根據(jù)企業(yè)性質(zhì)界定國有企業(yè)，將注冊類型為國有企業(yè)、國有聯(lián)營企業(yè)和國有獨(dú)資企業(yè)界定為國有企業(yè)。而采用資產(chǎn)比重對國有企業(yè)進(jìn)行衡量更能反映真實的資本結(jié)構(gòu)。在該部分，本文借鑒Hsieh和Song（2015）的劃分方法，將企業(yè)控股類型為國有絕對控股或者企業(yè)中國家資本超過50%的界定為國有企業(yè)，然后以此為基礎(chǔ)按照國有企業(yè)是否發(fā)生改制設(shè)定分組變量檢驗改制企業(yè)對勞動收入份額的影響及其背后的經(jīng)濟(jì)邏輯。從表3的結(jié)果可以看出，更改國有企業(yè)衡量標(biāo)準(zhǔn)后，國有企業(yè)改制對企業(yè)勞動收入份額的影響也顯著為負(fù)。在企業(yè)效率顯著提升的同時，企業(yè)工資水平也有大幅提升，然而工資提升幅度要低于勞動生產(chǎn)率的提升幅度，從而造成改制企業(yè)勞動收入份額的下降。

表3 更改國有企業(yè)界定標(biāo)準(zhǔn)后的回歸結(jié)果

（四）基于傾向得分匹配方法的回歸檢驗

上述估計結(jié)果設(shè)定的是國有企業(yè)改制是外生政策沖擊造成的。事實上，國有企業(yè)改制并不是隨機(jī)分布事件，對改制的國有企業(yè)與未改制的企業(yè)直接進(jìn)行比較和回歸分析可能產(chǎn)生樣本選擇偏差。因此，本部分采用傾向得分匹配方法（PSM）解決樣本中可能存在的選擇性偏誤對回歸結(jié)果造成干擾的問題?；舅枷胧?，將處理組中改制企業(yè)與對照組中未改制企業(yè)進(jìn)行匹配，使匹配后的企業(yè)除發(fā)生改制之外的其他企業(yè)特征與未發(fā)生改制的企業(yè)分布盡可能一致。借助于此，能夠有效識別國有企業(yè)改制對勞動收入份額的真實影響和作用渠道。在具體的匹配過程中，借鑒盛丹和陸毅（2017）的處理思路，以企業(yè)是否發(fā)生改制作為分組變量，在控制基準(zhǔn)模型中影響勞動收入份額的因素后，加入企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負(fù)債率、研發(fā)投入以及盈利能力等作為匹配變量，同時控制地區(qū)和行業(yè)間的差異，采用一對一最近鄰匹配，分年計算傾向得分后逐年進(jìn)行匹配。經(jīng)過匹配后，在生產(chǎn)法基礎(chǔ)上共得到81 457個樣本觀測值，其中發(fā)生改制企業(yè)有35 356個，未發(fā)生改制的企業(yè)有46 101個。同時依據(jù)收入法對該樣本也進(jìn)行了相應(yīng)的匹配，共得到76 663個樣本觀測值，其中33 442個改制樣本，43 221個未改制樣本。

此外，改制和未改制國有企業(yè)的部分差異可能是由不可觀測的、不隨時間變化的共同沖擊產(chǎn)生的，直接比較改制企業(yè)和未改制企業(yè)在勞動收入份額上的差異可能會產(chǎn)生異質(zhì)性偏差。面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)可以消除那些不隨時間變化的不可觀測因素帶來的異質(zhì)性偏誤，因此在匹配樣本的基礎(chǔ)上，本文采用固定效應(yīng)模型對回歸結(jié)果重新進(jìn)行估計。由表4的結(jié)果可以看出，國有企業(yè)改制對勞動收入份額、工資水平以及勞動生產(chǎn)率都產(chǎn)生了顯著的影響，且與未匹配前的回歸模型相比，估計系數(shù)的顯著性和影響方向均未產(chǎn)生明顯差異，具體的結(jié)果表明：（1）國有企業(yè)改制在勞動收入份額上的系數(shù)為負(fù)，說明國有企業(yè)改制降低了企業(yè)勞動收入份額；（2）改制企業(yè)產(chǎn)生了更高的工資水平，表明員工收入水平相比改制前有顯著提升；（3）改制企業(yè)的勞動生產(chǎn)率也更高，并且國有企業(yè)改制造成勞動生產(chǎn)率的提升幅度超過了工資水平的提升幅度，這是造成企業(yè)改制勞動收入份額下降的主要原因。

表4 基于匹配樣本的回歸結(jié)果

（五）工具變量法的估計結(jié)果

雖然PSM能有效控制樣本選擇性偏差，然而改制影響勞動收入份額的研究中由遺漏變量造成的內(nèi)生性問題依然存在。本文借鑒陳斌開和張川川（2016）在構(gòu)造工具變量時的處理思路，通過尋找影響企業(yè)改制的外生沖擊，采用工具變量法來解決內(nèi)生性問題。

財政分權(quán)體制下，地方政府具有很強(qiáng)的追求地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極性。然而分稅制改革強(qiáng)化了地方政府的預(yù)算約束，顯著增加了政府增收節(jié)支的壓力。隨著市場競爭日趨激烈，國有企業(yè)及其他一些公有制企業(yè)的經(jīng)營績效變差，且逐漸成為了政府的包袱，而非國有經(jīng)濟(jì)對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和就業(yè)增長的貢獻(xiàn)日益凸顯，對地方財政的貢獻(xiàn)也日益增加。因此，地方財政壓力成為促使地方政府對國有企業(yè)進(jìn)行改制的重要動因。與此同時，國有企業(yè)的分布呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異。建國初期，政府在東北地區(qū)建立了大量的國有企業(yè)以發(fā)展重工業(yè)，而沿海地區(qū)的市場競爭激烈，更適合私營企業(yè)的發(fā)展。地區(qū)間國有企業(yè)的分布特征將會影響地區(qū)財政壓力對企業(yè)改制的影響效果，在財政壓力較大，并且國有企業(yè)較多的地區(qū)實行改制的概率較大。相比而言，那些沒有或者國有企業(yè)較少的地區(qū)，即使面臨較大的財政壓力，進(jìn)行改制的企業(yè)也非常少。鑒于此，本文采用地區(qū)財政壓力作為影響企業(yè)改制的外部沖擊，以地區(qū)國有企業(yè)數(shù)量和地區(qū)財政壓力的交互項作為企業(yè)改制的工具變量來估計國企改制對勞動收入份額的影響機(jī)制。本文采用的工具變量完全不同于地區(qū)國有企業(yè)數(shù)量，這是因為國有企業(yè)數(shù)量受到城市自身發(fā)展以及歷史因素的影響，并不具有很好的外生性。估計模型如下：

本文采用面板固定效應(yīng)模型對上述回歸方程進(jìn)行估計，面板固定效應(yīng)模型下的工具變量法是先進(jìn)行離差變換，然后使用工具變量法進(jìn)行估計。具體地，在估計公式（12）、（13）以及（14）時增加公式（15）為第一階段估計方程，公式（15）中的Statejt-1表示地區(qū)j滯后一期的國有企業(yè)數(shù)量，Pressurej表示地區(qū)j面臨的財政壓力，由于大量的數(shù)據(jù)在初始年份缺乏對財政收支和地區(qū)GDP的統(tǒng)計，為此，本文選用了2002-2007年地區(qū)j的平均財政壓力。現(xiàn)有文獻(xiàn)中，通常采用財政缺口與財政收入比重反映政府面臨的財政壓力，但特定額度的財政缺口到底會對地方政府造成多大的壓力，取決于地方政府彌補(bǔ)缺口的能力，如果轄區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模較大，地方政府只需要稍微加大或者啟動某些稅費(fèi)就能彌補(bǔ)該缺口，那么地方政府感知的財政壓力就較小。為此，借鑒楊繼東和楊其靜（2016）的處理思路，采用（財政一般預(yù)算內(nèi)支出-財政一般預(yù)算內(nèi)收入）/轄區(qū)GDP能夠更好地反映地方政府所面臨的財政壓力，其與國有企業(yè)數(shù)量的交互項度量了財政壓力在不同地區(qū)間的差異。一方面，財政壓力較大，且國有企業(yè)數(shù)量較多的地區(qū)，企業(yè)改制的可能性更高，從而滿足內(nèi)生變量與工具變量的相關(guān)性要求；另一方面，地區(qū)國有企業(yè)數(shù)量取決于當(dāng)?shù)卦缙诘闹贫纫蛩?，而且?dāng)年的經(jīng)濟(jì)形勢對總體的財政壓力影響不大，從而滿足工具變量的外生性假設(shè)。

表5匯報了采用地方財政壓力和地區(qū)國有企業(yè)數(shù)量的交互項作為工具變量的固定效應(yīng)模型結(jié)果。第一階段中，財政壓力和國有企業(yè)數(shù)量的交互項對企業(yè)改制的影響顯著為負(fù)，即地方政府面臨的財政壓力越大，且國有企業(yè)數(shù)量越多的地區(qū)，國有企業(yè)發(fā)生改制的概率越高，并且F值為536.39（生產(chǎn)法）或495.49（收入法），都明顯大于10的理想狀況。第二階段中可以看出，無論是在生產(chǎn)法還是收入法中改制對勞動收入份額的估計系數(shù)都顯著為負(fù)，說明改制造成了勞動收入份額的下降，同時改制對工資水平和勞動生產(chǎn)率都有顯著的提升作用，且改制造成的勞動生產(chǎn)率提升幅度更高，從而進(jìn)一步驗證了國有企業(yè)改制對勞動收入份額的影響是工資水平和勞動生產(chǎn)率不平衡增長造成的結(jié)果。

表5 加入工具變量的回歸結(jié)果

（六）國有企業(yè)改制效應(yīng)的滯后影響

上述分析是國有企業(yè)改制對企業(yè)勞動收入份額影響的短期效應(yīng)，但如果國有企業(yè)改制造成勞動收入份額的下降只是一個暫時現(xiàn)象，只是因為國有企業(yè)改制提升勞動生產(chǎn)率的幅度明顯大于工資水平提升幅度引起的表面現(xiàn)象，這種因國有企業(yè)改制造成的勞動收入份額下降并不需要引起過分擔(dān)憂。如果國有企業(yè)改制對勞動收入份額的下降存在長期性，從而拉大了員工收入差距，就需要引起足夠的關(guān)注。因此該部分本文從國有企業(yè)改制對勞動收入份額的長期影響出發(fā)，關(guān)注國有企業(yè)改制影響勞動收入份額及其工資水平和勞動生產(chǎn)率的長期性。

表6中的Panel A給出了改制企業(yè)對勞動收入份額影響的時間變動趨勢，可以發(fā)現(xiàn)，改制對勞動收入份額的影響具有一定的時間持續(xù)性。在企業(yè)改制初期，改制對企業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升幅度要高于對工資水平的提升幅度，造成勞動收入份額的下降，而在改制后的第4期和第5期，工資提升幅度超過了勞動生產(chǎn)率的提升幅度，出現(xiàn)了勞動收入份額的提升，但在此之后，改制對工資水平和勞動生產(chǎn)率的提升幅度非常接近，勞動收入份額在改制企業(yè)和非改制企業(yè)中不存在差異。表6的Panel B和Panel C中，改制對企業(yè)工資水平和勞動生產(chǎn)率均有顯著的提升作用，但隨時間呈現(xiàn)出逐漸減弱的趨勢，同時改制對工資水平的提升幅度和對勞動生產(chǎn)率的提升幅度差異逐漸減小。以上結(jié)果表明，企業(yè)改制對勞動收入份額的長期影響將逐漸減弱，而與企業(yè)改制前相比，企業(yè)的工資水平和效率都有了明顯的提升，從而在肯定國有企業(yè)改制正面效應(yīng)的同時也可以解除對國有企業(yè)改制降低勞動收入份額的擔(dān)憂。

表6 國有企業(yè)改制效應(yīng)的滯后影響

續(xù)表6 國有企業(yè)改制效應(yīng)的滯后影響

（七）穩(wěn)健性檢驗

不同要素密集型企業(yè)的勞動替代彈性存在較大差異，從而國有企業(yè)改制對勞動收入份額的影響可能存在行業(yè)的結(jié)構(gòu)性差異。現(xiàn)實中，勞動密集型行業(yè)相對于資本密集型行業(yè)，其資本對勞動的替代彈性要弱，因此我們可以預(yù)期國有企業(yè)改制對勞動密集型行業(yè)的勞動收入份額的影響更弱。本文首先依據(jù)要素密集度劃分勞動密集型和資本密集型行業(yè)，然后考察國有企業(yè)改制在兩類行業(yè)中對勞動收入份額及對工資水平和勞動生產(chǎn)率的影響差異。

表7中Panel A給出了不同要素密集型行業(yè)中國有企業(yè)改制對勞動收入份額的估計結(jié)果。結(jié)果表明，對比兩類行業(yè)國有企業(yè)改制的影響程度可知，國有企業(yè)改制對資本密集型行業(yè)勞動收入份額的影響較大。與此同時，本文對不同要素密集型行業(yè)中國有企業(yè)改制對工資水平和勞動生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了考察，結(jié)果表明，改制企業(yè)相比未改制企業(yè)均產(chǎn)生了工資支付和勞動生產(chǎn)率提升。在資本密集型行業(yè)中，國有企業(yè)改制的工資水平和勞動生產(chǎn)率提升都較高，并且企業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升幅度更大，從而造成收入份額的下降較多。而在勞動密集型企業(yè)中，工資水平和勞動生產(chǎn)率均有顯著的提升，且提升幅度接近。由此可知，要素密集程度的差異是造成國有企業(yè)改制對勞動收入份額負(fù)向影響存在差異的重要原因。

表7 穩(wěn)健性檢驗

此外，本文考查了國有企業(yè)的地區(qū)分布差異，將企業(yè)按照地域劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)樣本。從表7中Panel B的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，中西部國有企業(yè)改制對勞動收入份額的降低效應(yīng)更大，同時企業(yè)的工資水平和勞動生產(chǎn)率也有了較大的提升，但效率提升的幅度較大，從而對勞動收入份額產(chǎn)生了較大的下降壓力。上述結(jié)果一方面說明了中西部地區(qū)企業(yè)改制的迫切性，另一方面也表明東部地區(qū)企業(yè)改制已初現(xiàn)成效，市場配置資源的作用進(jìn)一步提升。

五、結(jié)論與啟示

國有企業(yè)改革始終是中國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要內(nèi)容。國有企業(yè)改制大幅提升了企業(yè)效率，然而改制后部分企業(yè)卻面臨勞動收入份額下降的問題。本文首先通過理論模型刻畫國有企業(yè)改制影響勞動收入份額的經(jīng)濟(jì)邏輯，認(rèn)為勞動收入份額是由工資水平和企業(yè)效率兩部分構(gòu)成，國有企業(yè)改制對勞動生產(chǎn)率和工資水平都有明顯提升，但勞動生產(chǎn)率比工資增長更快，從而造成了勞動收入份額的下降。本文利用1999-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究支持了上述分析，這一結(jié)果在不同的計算方法下以及更換模型設(shè)定后依然成立。除此之外，國有企業(yè)改制對勞動收入份額的影響差異隨時間逐漸縮小，工資水平和勞動生產(chǎn)率與最初相比都有了明顯提升。最后，針對國有企業(yè)改制在行業(yè)以及地區(qū)上的影響差異進(jìn)行了更為細(xì)致的分析，發(fā)現(xiàn)資本密集型行業(yè)、中西部地區(qū)的企業(yè)受改制的影響程度更大，工資和勞動效率提升也更明顯。

本文分析了國有企業(yè)改制對勞動收入份額變動影響的原因和機(jī)制，揭示了勞動收入份額下降的深層原因，客觀上能夠化解人們對改制的疑慮，以及對非國有企業(yè)份額增長的擔(dān)心，從而為深化市場化改革提供理論依據(jù)，同時為加速國有企業(yè)工資結(jié)構(gòu)調(diào)整提供了政策建議?；诒疚难芯拷Y(jié)論，提出以下政策建議：

（一）國有企業(yè)改制造成的勞動收入份額下降并不需要引起人們過多的擔(dān)憂，本文研究結(jié)果表明，國有企業(yè)改制后的勞動收入份額下降是改制后勞動生產(chǎn)率和工資水平存在不平衡增長的結(jié)果，相比之下，改制后企業(yè)的勞動生產(chǎn)率和工資水平都有了顯著提升。因此，應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)國有企業(yè)的市場化改革，通過改制剝離掉制約國有企業(yè)發(fā)揮重要經(jīng)濟(jì)作用的政策性負(fù)擔(dān)，增強(qiáng)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益，從而為實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期目標(biāo)奠定基礎(chǔ)。

（二）鑒于國有企業(yè)造成勞動收入份額下降的主要原因是改制后工資水平的提升速度較慢，因此需要完善勞動力市場機(jī)制，降低工資粘性造成的工資提升難度，同時增強(qiáng)勞動者的談判能力，使得勞動者報酬在國有企業(yè)改制中的調(diào)整速度緊跟改制帶來的勞動效率提升。此外，通過對企業(yè)的工資結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，以適應(yīng)改制企業(yè)效率提升的速度，可以增強(qiáng)工人在利益分配中的地位，從而有助于解決勞動收入份額下降的問題，最終將有利于實現(xiàn)各生產(chǎn)要素所有者都能公平地分享國有企業(yè)改制所帶來的效率提升的福利。

（三）對國有企業(yè)進(jìn)行改制的過程要遵從循序漸進(jìn)的思路，針對不同行業(yè)以及地區(qū)的企業(yè)要制定不同的改制策略。本文的估計結(jié)果表明，改制企業(yè)在資本密集型、中西部地區(qū)的工資支付和勞動生產(chǎn)率提升都比較大，而相比之下，勞動密集型、東部地區(qū)企業(yè)因改制產(chǎn)生的工資和效率提升相對較低。因此，針對不同地區(qū)、不同行業(yè)制定不同的改制策略，能夠最大限度地實現(xiàn)改制的提振效應(yīng)。