工業企業工資增長影響因素的經驗分析

宋晶+李會敏

摘要：本文針對工業企業職工工資的增長速度呈現放緩趨勢、職工工資總額占GDP總額的比重持續下降等問題，分析了我國工業企業工資增長的影響因素。本文基于2003—2012年工業企業省際面板數據，選取多個工資增長的影響因素，建立了動態面板模型進行經驗研究。研究結果表明，工資粘性、地區生產總值和勞動生產率是影響工資增長的主要因素；而對于不同所有制企業，失業率、人力資本水平和最低工資增長率的影響均不同。

關鍵詞：工業企業；工資增長；工資粘性

中圖分類號：F421文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2014）10009108

一、相關文獻回顧

梳理以往的文獻可以發現，學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行了研究，其中，國外學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，而國內學者更多地是借鑒國外成型的理論針對國內企業的實際情況進行定性和定量的研究。關于工資增長影響因素的研究，國外學者早期多從勞動生產率、GDP和失業率等經濟性因素出發，進行了大量定性和定量的研究，得出的結論較為一致，認為市場導向的經濟性因素是工資增長的重要影響因素，也得到了國內學者在我國情境下的驗證。Auld等[1]認為物價與工資之間有關系，主要是物價的波動會引起工資的變動。Blejer[2]認為勞動生產率與工資之間也存在著關系，勞動生產率會對工資產生重要影響。Budd和Nho[3]對美國企業的工資形成機制進行了研究，除得出與Blejer相似的結論外，還認為物價和失業率也會對工資產生重要作用。胡放之[4]認為物價與工資之間呈現如下關系：由于工資在企業生產總成本中占較高的比重，隨著企業產出量的增加，工資和其他投入要素的價格會隨之增加，進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]根據廣東省全員勞動生產率與工資的脈沖響應分析，認為勞動生產率是工資增長的內生決定性因素，隨著勞動生產率的提高。員工的工資可以有效地提高。寧光杰[6]選取了通貨膨脹率、勞動生產率和失業率這三個因素研究發現，三個因素與工資的聯系在逐漸加強。

然而，隨著市場失靈理論的產生，勞動者工資增長不能完全由經濟性因素解釋，國內外學者將影響因素的研究重點放在了企業因素和個人因素層面，即使在不同國家、不同地區和不同行業部門影響程度有所不同，但仍不能否認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、不同地區、不同所有制結構的企業工資增長有顯著差異。Slichter[7]通過對美國制造業相關數據的分析發現，企業利潤可以顯著影響工資，并且兩者呈正相關關系。國內學者李稻葵等[8]利用中國社會科學院的2000—2004年度的調查問卷，選取微觀層面變量對工業經濟的影響進行了分析，研究結果表明企業盈利狀況、資本密集度以及工人的談判能力對企業的工資水平具有相關關系。Abe[9]的研究結果表明，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揮著重大作用。而其他學者從人力資本特征的其他方面進行了研究，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研究發現，工資的高低基本取決于人力資本存量的高低。在國有部門，人力資本存量發揮著顯著優勢，幾乎解釋了工資水平的80%，特別是高端工資分布群體，人力資本優勢尤為突出。

隨著制度學派的異軍突起，學者們將研究焦點再次轉移，更多地開始研究制度層面的影響因素。國外學者更多從工會力量、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論較為一致。Sheffield[11]對美國服務行業的工資增長進行了分析，發現工會密度的強度影響了勞動生產率和工資增長的關系，工會力量對于服務行業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，國外的制度理論應用在我國情境下，有許多“水土不服”的現象出現，而且我國的制度環境仍不完善，因此，我國關于制度因素對工資增長的影響因素也處于起步階段。國內學者則認為我國工會具有一定的特殊性，關于工會力量的研究得出的結論與國外學者不同，認為工會對工資增長沒有實質的影響，甚至會有一定的負效應。李紅濤和黨國英[12]認為工會力量對平均工資的變動有較強的負面影響，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系調解中成為資方的利益代言人。詹宇波等[13]采用企業層面的數據考察了集體工資議價對工資水平的影響作用，發現集體工資議價在我國并沒有普遍性，這主要是受所有制、教育水平和行業等因素的影響。關于勞動力市場分割和勞動力流動，是國內學者近年來關注的焦點，也不斷有理論和實證研究涌現。余向華和陳雪娟[14]認為戶籍的分割作用使城鎮居民和農村居民在勞動力市場上存在著同工不同酬，部門性質、崗位性質等有差別待遇，而且差異呈擴大趨勢，戶籍差異總體上經歷由折價到溢價的轉變，在工資差距中起到關鍵作用。馬雙等[15]通過最低工資標準隨時間變化的外生差異來識別最低工資上漲與企業平均工資的關系，研究表明對于不同行業不同人均資本水平的企業，最低工資上漲的影響存在異質性，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，為工資增長機制的完善提供經驗結論和建設性意見。

二、研究數據、變量與模型設計

1數據來源

本文的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》和《工業企業科技活動統計年鑒》以及中國經濟與社會發展統計數據庫，使用我國30個省、直轄市和自治區從2003—2012年的年度數據。需要說明的是由于西藏數據缺失較為嚴重，且個別指標的數據明顯異常于其他地區，因此剔除西藏數據，以保證數據的有效性。

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，標記為WG。

解釋變量包括：

（1）地區生產總值增長率。經濟增長是社會物質財富不斷增加的標志，是影響工資增長的重要因素。本文采用地區生產總值增長率這一指標來描述經濟增長率，標記為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。本文選取城鎮居民消費價格指數作為衡量物價水平的指標，標記為CPI。

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

（4）勞動生產率增長率。在其他條件不變的情況下，勞動生產率提高，會使勞動的邊際產品收益提高，進而會提高工資水平。本文選取各省（直轄市）按增加值計算的勞動生產率作為衡量的具體指標，即勞動生產率=各省（直轄市）工業企業總產值/各省（直轄市）工業企業從業人員數。

（5）企業利潤增長率。一般而言，企業利潤水平越高，則平均工資越高。本文選用企業利潤水平代表企業特征，即企業利潤水平=各省（直轄市）工業企業利潤總額/各省（直轄市）工業企業從來人員數。

（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系，認為人力資本投資增加是收入增加的重要因素。本文選用工業企業科研人員的比率來反應人力資本水平，即科研人員比率=各省（直轄市）工業企業城鎮單位科研人員數/各省（直轄市）工業企業城鎮單位總從業人員數。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。最低工資標準是政府進行勞動力價格管制的一種方式，在我國的情境下，隨著《最低工資規定》力度的不斷增大，最低工資標準的提升對于整體工資分布具有溢出效應[17]。本文采用各省（直轄市）頒布的最低工資標準增長率作為衡量指標。

調節變量：所有制。由于企業的所有制性質不同，經濟因素、非經濟因素及制度因素對企業員工工資增長的影響也有所不同。本文引入所有制性質作為調節變量，分別建立國有企業、集體企業、私營企業和外資企業四個面板數據模型。

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

3模型設計

本文采用面板數據模型進行估計，靜態模型設定為：

LNWGit=αi+∑βi·LNXit+μi （1）

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

由于各地區的工資增長較為緩慢，當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，并且建立動態面板模型處理前一期與當期各種因素對工資增長的影響。靜態模型中的解釋變量之間可能存在內生性問題，動態模型的估計可以消除模型中的內生性偏誤，從而獲得解釋變量的一致性估計。本文的動態模型設定為：

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、經驗分析

1單位根檢驗

面板數據的單位根檢驗主要包括LLC檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher 檢驗和PP-Fisher 檢驗等方法。為保證面板數據的穩健性，本文采用這四種方法進行檢驗，對各個變量的一階差分值進行檢驗時，檢驗結果均顯著地拒絕存在單位根的原假設。由此可知，工資增長及其影響因素都是一階單整序列。

2協整檢驗

在所有變量通過單位根檢驗后進行協整檢驗，本文采用的協整檢驗方法是KAO檢驗，如表2所示，檢驗結果顯示模型拒絕變量不存在協整關系的原假設，即說明各個變量之間存在著協整關系，具有長期相關和穩定均衡關系。

3Hausman檢驗

對于面板數據的靜態模型而言，采用固定效應還是隨機效應模型需進行Hausman檢驗如表3所示。檢驗結果顯示隨機效應模型顯著，接受了采用隨機效應模型的原假設。檢驗結果表明，本文采用隨機效應模型優于固定效應模型。

4全部樣本估計結果

對于靜態模型，本文進行了固定效應估計和隨機效應估計，結果見表4方程（1）和方程（2）。采用固定效應模型和隨機效應模型，估計的結果具有較強的一致性，地區生產總值、通貨膨脹率、勞動生產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，對于我國工業企業而言，地區的經濟增長對企業的工資增長具有較強的影響，地區生產總值增長率提高10000%，工業企業工資增長率提高05067%；通貨膨脹率上漲10000%，工業企業工資增長率提高02990%；勞動生產率提高10000%，工業企業工資增長率提高00856%，這也充分說明了合理的工資上漲速度與勞動生產率的增長是同步的；人力資本水平提高10000%，工業企業工資增長率提高00250%。然而，企業利潤率提高10000%，企業工資增長率降低00319%，這個結果不符合期待，但與我國勞動力市場供大于求的現狀有較大關系，勞動者在這一現狀下沒有分享到企業的利潤，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，從數據角度來看，各省市的城鎮失業率變化不大，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。endprint