技術進步\\人力資本與我國勞動收入的實證研究

摘要：文章首先從理論上分析人力資本、技術進步與勞動要素收入之間的關系，之后利用中國1952年~2007年的年度數據，從宏觀角度和采掘業等13個行業18年數據的行業角度及國際宏觀數據角度對技術進步、人力資本和我國勞動收入之間的關系進行實證檢驗。實證結論表明，技術進步、人力資本積累對我國勞動收入的增長有著積極的作用，我國低技術含量的經濟增長模式不能帶來勞動收入長久、有效的增長。

關鍵詞：技術進步；勞動收入

一、 引言

改革開放三十年，外貿出口和國民經濟一直保持了較高的增長速度，出口產品以勞動密集型、低技術含量和低附加值為主。然而，長期以來，尤其是自1983年以來，城鎮和農村居民的人均純收入增長率總體上一直低于外貿出口總額及人均國內生產總值的增長率，在出口拉動經濟增長的同時，勞動要素的收入卻沒有得到應有的同比例增長。這一現象提出了一個問題，即我國勞動收入與技術進步、人力資本積累之間存在怎樣的關系。

在這一問題的研究上，Berman，Machin Bound等（1996）通過對12個發達國家的實證研究發現，技術進步會導致對熟練技工需求的增加。Bound Johnson（1992）針對20世紀80年代西方國家出現的工資收入差距現象，通過對美國等17個國家的實證研究發現，相對于高中畢業生，男性大學畢業生工資的增長主要源于對高學歷工人有利的技術效率因素。Feliciano（1995） Robbins（1996）的研究發現，在發展中國家，如智力、哥倫比亞、墨西哥、烏拉圭、哥斯達黎加，收入不平等現象在加劇，原因：一是正在發生偏向于熟練技工的技術進步；二是非熟練技工密集部門從貿易自由化中的獲利少于熟練技工部門。Grossman Helpman（1991）研究了勞工標準、內生技術進步和經濟增長之間的關系，他們指出研發投資利于創新和經濟增長；但對人力資本缺乏的國家來說，對低技術生產部門提高勞工標準將對這個國家的經濟增長造成長期的危害。

本文的研究方法是：理論分析、計量數據分析、定性邏輯分析。本文的結構安排是：第一部分是引言，介紹研究背景，回顧已有文獻。第二部分是理論分析，論證人力資本、技術進步和勞動收入三者間的關系。第三部分是實證研究，從中國宏觀角度以及從采掘業等13個行業的行業角度和國際角度對技術進步、人力資本對我國勞動收入之間的關系進行實證檢驗。第四部分是結論，即技術進步、人力資本積累對我國勞動收入的增長有著積極的作用。

二、 理論分析

根據Jones（1965）的簡單一般均衡模型，它論述了技術進步能提高勞動要素的收入。對模型的變量含義重新更改。2部門：資本密集制造部門（M，代表高技術）和勞動密集生產部門（C，代表低技術）；2要素：勞動（L）和資本（K），要素收入分別為Ｗ、Ｒ；兩部門產品價格分別為：ＰＭ和ＰＣ。

上式中令?仔K=0，兩種產業勞動投入等比例的減少，將使勞動報酬上升。如果說勞動投入減少是由于熟練勞動力的增加或者是人力資本的增加，即勞動質量的提升，那么勞動報酬將會上升。

從模型中可以得出，技術進步和勞動者素質的提升能增加勞動報酬。其原理在于，一是技術進步使產品結構整體由低技術含量向高技術含量轉變，提升產品附加值；技術進步不斷降低了高技術產品的價格，同時對產品的需求彈性又較高，勞動者實際收入增加；二是勞動者素質提升能帶來其收入的增長?？傊?，理論分析證明技術進步、人力資本增加有利于勞動收入增加。

三、 實證檢驗

本節從中國的宏觀和行業以及發達國家宏觀三個層面來檢驗技術進步、人力資本對勞動收入的影響。前兩個檢驗用來驗證我國處于低級發展階段人力資本、技術進步和勞動收入間的關系，后一個檢驗驗證高級發展階段三變量間的關系；因為我們無法獲知中國經濟在達到發達階段時三變量的數據，所以用目前發達國家的數據來表征中國達到發達階段的情況。

1. 中國宏觀數據檢驗。被解釋變量：WAGE中國職工平均工資；解釋變量：EXPEN科技支出代表技術進步、HUMAN人力資本數代表人力資本； 時間跨度：1952年到2007年共56年；幣種：人民幣。數據來源為1991年、2001年、2008年中國統計年鑒。應用動態分布滯后模型求出職工工資與人力資本和科技支出間的長期關系。

經Johansen協整檢驗證明三變量有協整關系，存在零個協整關系的概率值為0.01，一個協整關系的概率值為0.07。在對原序列進行簡單回歸擬合后的單位根檢驗中發現也存在協整關系。C?琢=?準∞+?準1T-1+?準2T-2=-3.74-（8.35/55）- （13.41/552）= -3.89，EG=-5.95<-3.89，職工工資與人力資源、科技支出間存在協整關系。

這說明人力資本和科技支出對職工工資有正向影響?？萍贾С鰧β毠すべY的影響大于人力資本對職工工資的影響，科技支出是職工工資增長的主要因素。

雖然與科技支出相比，人力資本對職工工資的影響顯著性不夠強烈，但考慮本模型采用的是當期工資對當期人力資本回歸，沒有充分顯示出人力資本的長期作用，而人力資本發揮作用是有滯后期的，隨后的格蘭杰非因果關系檢驗證明人力資本的作用隨時間增加而愈加強烈。

格蘭杰非因果關系檢驗檢驗表明（表1），無論在短期（滯后2期），還是長期（滯后5期），人力資本、科技支出與職工工資間都存在著正向關系。隨著滯后期的延長，人力資本對工資的正向作用越來越顯著，滯后2期時概率值為0.03，滯后5期時變為0.01；人力資本對工資的貢獻有較長的時滯與常理吻合。另外，工資與人力資本、科技支出間也存在著正向關系，這表明被解釋變量與解釋變量間存在著良性互動關系，依靠人力資本、技術進步來提高勞動者收入的模式是可以良性發展并持續的。從宏觀層面上講，技術進步和人力資本對勞動收入有正向影響。

2. 行業數據檢驗。我們選取13個行業數據，包括采掘業（Caijue），電力、煤氣及水的生產和供應業（Dianshui），地質勘查、水利管理業（Dishui），房地產業（Fangdi），建筑業（Jianzhu），教育、文化藝術和廣播電影電視業（Jiaowen），交通運輸、倉儲及郵電通信業（Jiaoyou），金融和保險業（Jinbao），科學研究和綜合技術服務業（Keji），農、林、牧、漁業（Nonglin），批發和零售貿易及餐飲業（Pican），衛生、體育和社會福利業（Weiti），制造業（Zhizao）。

應用面板數據模型，設計變量如下：被解釋變量：Wage分行業職工平均工資；解釋變量：Expen科技支出、Human科技人員數； 時間跨度：1990年~2007年；幣種：人民幣；技術進步和人力資本積累分別由科技支出和科技人員數代表。

存在協整關系，各檢驗P值為：Pedroni-0.02（加權統計），Fisher存在至多一個協整關系的概率值0.00。混合或個體固定效應兩模型選取的F檢驗P值為0.000，個體隨機還是個體固定效應模型的選取的Hausman檢驗的P值為0.000，說明應該采用個體固定效應模型。按截面進行加權估計模型回歸輸出結果如下：

LOG（WAGE）=12.04-0.06*LOG（HUMAN）+0.03*LOG

（-3.72）（3.11）

（EXPEN）+1.23AR（1）-0.27AR（2）

（18.68） （-4.25）

R2= 0.99，SSE=1.00，DW=2.03，個體效應結果如表2示。

兩個解釋變量回歸系數均高度顯著，分別與被解釋變量WAGE分行業職工平均工資正相關或負相關?？萍贾С雒吭鲩L1%，帶來職工平均工資增長0.03%；科技支出變量18年的總體變化趨勢是上升的：地質勘查及水利管理、教育、文化藝術和廣播電影電視、房地產、科學研究和綜合技術服務、農林牧漁、衛生體育和社會福利業6個行業呈明顯上升趨勢；電力煤氣及水的生產和供應、建筑、交通運輸和倉儲及郵電通信3個行業呈弱上升趨勢；采掘、金融保險、批發餐飲、制造4個行業呈下降趨勢；總體上，上升的9個，下降的4個；職工平均工資在13個行業均是增長的，該變量的總體趨勢是上升的。職工平均工資和科技支出變量18年的總體變化趨勢是上升的。HUMAN科技人員數回歸系數表明它和職工工資負相關，這是因為分析科技人員數量18年的總體變化趨勢發現：18年間，只有衛生體育和社會福利業、教育及文化藝術和廣播電影電視業、科學研究和綜合技術服務業3個非直接生產性行業的人數呈增長趨勢，其余10個生產性行業均呈下降趨勢，這一變量的總體變化趨勢是下降的；表明科技人員數量每減少1%將使職工平均工資下降0.06%，相比科技支出而言，科技人員對工資的影響比重要大些；各行業科技人員數量的下降說明研發工作沒有得到較高的重視，同時對熟練技工和高學歷人才使用不足；但這也表明如果科技人員數量增加將使職工平均工資上升，科技人員將與職工工資正相關。分析個體效應部分：科技人員數量下降、科技支出下降或變化不大的農林、采掘、制造、電力和水供應、建筑、批發餐飲系數均為負數，從負面說明了不重視技術進步和人員素質的提升不利于工資提高。

3. 發達國家分國別宏觀數據檢驗。本檢驗用來說明中國處于發達階段技術進步、人力資本和勞動收入三者間的關系。

（1）變量設計。10個國家數據：加拿大（CAN），捷克（CZE），法國（FRA），德國（GER），意大利（ITA），日本（JAP），韓國（KOR），俄羅斯（RUS），英國（UK），美國（US）。均為高勞工標準國家。

建立面板數據模型。設計變量如下：被解釋變量：GNI人均國民收入（萬美元）；解釋變量：EXPEN研究與試驗發展（RD）經費及占國內生產總值的比重、HUMAN每千人中的研究人員數。 時間跨度：1991年~2006年，共16年；技術進步和人力資本積累分別由研究與試驗發展（RD）經費占國內生產總值的比重和每千人中的研究人員數代表。

（2）模型檢驗。Johansen Fisher協整檢驗證明存在協整關系，存在至少一個協整關系的概率值為0.000 0，混合或個體固定效應兩模型選取的F檢驗P值為0.000。按截面進行加權估計模型的回歸輸出結果如下，為觀察主要關系，略去個體效應部分：

GNICAN=0.753 3+0.195 0*HUMANCAN+0.380 3*EX-

（3.0）（2.6） （1.94）

PENCAN

R2=0.93，SSE=14.21

兩個解釋變量的回歸系數均顯著，HUMAN在1%水平上顯著，EXPEN在5.5%水平上顯著；都與被解釋變量GNI人均國民收入正相關。每千人中的研究人員數每增長1%，人均國民收入增長0.19萬美元；研究與試驗發展（RD）經費占國內生產總值的比重每增長1%，人均國民收入增長0.38萬美元。與中國分行業數據檢驗不同，發達國家的技術進步和人力資本對國民收入有明顯的正向影響?？疾鞌祿甑目傮w變化趨勢發現：各國的研發投資和科技人員數量基本上是增加的，尤其是科技人員數量明顯增加，這與我國形成鮮明對比。

檢驗說明，在經濟發達階段，技術進步、人力資本對勞動收入有明顯的促進作用，以上三個實證檢驗證明：無論在目前的經濟發展階段還是在未來的經濟發達階段，技術進步和勞動力素質的提升將提高勞動者收入。

四、 結論

本文通過理論分析以及應用中國的宏觀以及行業和國際宏觀數據分析證明了技術進步和人力資本積累有利于我國勞動收入的長期增長。因此，我國應該大力推進技術進步和勞動者素質的提高。高勞動密集型、低技術含量和低附加值的生產模式依舊會給企業帶來利潤，但是這樣企業就沒有動力改變現有生產模式，長期看不利于宏觀經濟向具有長期、穩定的高技術含量的經濟增長模式轉變。

本文僅考查技術進步和人力資本兩個變量對勞動收入的影響，如果尋找更多的解釋變量，從中分析技術進步和人力資本積累對勞動收入的影響會使模型設計更合理。

參考文獻：

1. Berman， E.， Machin， S. and Bound， J.，Impl- ications of Skill-Biased Technological Change: International Evidence. Boston University mimeo， 1996.

2. Bound， J. and Johnson， G.，Changes in the Structure of Wages in the 1980s: An Evaluation of Alternative Explanations. American Economic Review，1992，（82）:371-392.

3. Feliciano， Z，Workersand Trade Libera- lization: The Impact of Trade Reforms in Mexico on Wages and Employment. Queens College， New York， mimeo， May，1995.

4. Grossman， Gene and Elhanen Helpman， Inno- vation and Growth in the Global Economy， Cambr- idge， MA: MIT Press，1991:245-279.

5. OECD， Trade， employment and labour stan- dards: a study of core workers' rights and inter- national trade. OECD working paper，Paris，1996.

作者簡介：陳建國，南開大學經濟學院國際經濟研究所教授、博士生導師；白紅光，南開大學經濟學院國際經濟研究所博士生。

收稿日期：2009-10-05。