工頭制、勞動力市場分割與工資扭曲：來自近代工業的證據

王 鑫 齊秀琳 雷 鳴

一、引言與文獻綜述

勞動力市場分割會阻礙經濟增長和加大收入差距(付強、喬岳，2011；袁志剛、解棟棟，2011；白俊紅、卞元超，2016)。早期關于中國勞動力市場分割的文獻多聚焦于討論由政府戶籍政策形塑而成的城鄉分割和區域分割(Knight等，1999； 昉蔡 等，2001；杜鷹，2002)，后來又逐漸擴展到行業分割、部門分割(張展新，2004；吳要武，2009)以及以社群為基礎的社會關系網絡所帶來的“身份”分割(章元、陸銘，2009；趙劍治、陸銘，2009)。從研究結論來看，多數文獻都強調要破除制度桎梏和構建統一的勞動力市場。但是，無論導致勞動力市場分割的驅動力來自政府、市場抑或社會，以往文獻所討論的形成勞動力市場分割的制度在一定程度上都是“外生性”的。導致勞動力市場分割的“內生性”制度及其影響，在以往研究中并不多見。本文將主要探討“內生性”制度造成勞動力市場分割及其對要素扭曲的影響。

討論“內生性”制度所造成的勞動力市場分割的原因有二。第一，從形成原因來看，既然勞動力市場分割將會造成要素扭曲，在經濟上是缺乏效率的，那么為什么導致勞動力市場分割的制度還會“內生地”出現？第二，從影響來看，“外生性”制度形塑勞動力市場分割，進而導致要素扭曲在經濟邏輯上十分自然，而“內生性”制度造成的勞動力市場分割的影響機制則要復雜得多。其難點在于以下兩方面：首先，現代公司的管理體制導致難以找到典型的造成勞動力市場分割的“內生性”制度；其次，在我國當前的經濟環境中，導致勞動力要素報酬扭曲的要素紛繁多樣，對影響機制的剝離顯得尤為困難。

鑒于以上原因，本文研究的對象設定為近代工業中的勞動力市場。更具體而言，我們將深入討論工頭制對工資扭曲的影響。近代的工頭制度不僅是勞動管理制度，它同樣還是一種勞動招聘制度。工頭基于自身的親緣、地緣和幫派等社會網絡關系招聘工人，這一特征分割了勞動力市場，強化了工頭的勞動管理權力。更為重要的是，工頭制不僅有強烈的“非正式制度”色彩，它更是自發地、“內生地”形成并被工廠和工人廣泛接受的招聘和管理制度。它為我們考察“內生性”制度所造成的市場分割及其影響提供了合適的研究對象。另外，民國時期，政府對勞動力市場的干預能力十分有限，這也為我們剝離出“內生性”制度對工資扭曲的影響機制提供了必要的條件。

除勞動力市場分割之外，本文研究還與工頭制的文獻相關。早期的文獻強調，分割市場給工頭帶來的壟斷權力構成了其剝削工人的基礎(《舊中國的資本主義生產關系》編寫組，1977；經江，1987；朱邦興，1984；祝慈壽，1999)，新近的研究則更多地借鑒了制度經濟學的思路，認為工頭制度實際上是一組“承攬合約關系”，與當時的經濟環境是相契合的(王處輝，1999；王小嘉，2006)。在細分勞動力市場上，工人對工頭的人身依附關系有利于降低勞動的管理費用并提升效率(華爾德，1996；高家龍，2002；王強，2012； 晸莫 ，2012；馬學軍，2016)。本文將通過分析造成勞動力要素扭曲的機制為理解工頭制提供新的思路。另外，與上述研究不同，本文首次嘗試利用《中國工業調查報告(1933)》的行業數據，構建計量模型來考察工頭制度對工資扭曲的影響，并進一步通過勞動力市場分割的視角來分析其影響途徑。誠然，深入的案例研究可以把握特征事實中的各種細節，并在這些細節的基礎上構建理論以強化我們對現象的認識，但其缺乏定量研究結論所具有的一般性。

二、歷史背景

鴉片戰爭后，外國資本開始在廣州、上海等地經營現代工廠。由于語言障礙以及對本地勞工缺乏了解，外資企業在招募和管理工人時遇到了極大困難，于是干脆把這項工作委托給中國工頭代理。隨后興起的官辦企業同樣使用了這一管理模式，但并非如外資企業那樣是由不熟悉當地環境所致。這些官營企業大都是洋務運動時期興辦的軍工企業，它們沿用了帶兵的方式來管理手下的工人，其工頭(這里多稱為把頭)多為軍隊中轉業的小軍官或士兵①關于把頭制的起源，余明俠(1994)認為來源于清軍綠營的中下級軍官，馬學軍(2016)則認為真正的來源應該是湘軍的中下級組織，他更進一步說明，無論是湘軍組織還是把頭組織都以 10人為基本單位，而這種組織方式又和中國傳統的社會基層組織保甲制度聯系起來。，管理者和被管理者的人身依附關系十分明顯。1872年后，近代民族資本工業開始興起，工頭制仍是其主要管理模式。據1946年對上海240家工廠的調查，以工頭負責管理勞動過程的企業就有 166家(祝慈壽，1999)。在不同的行業，工頭有不同的名稱，如“頭腦”、“領班”、“那摩溫”、“頭老”、“管車”等等。工頭制一般存在于較大規模的工廠中，而小型工廠多數是企業主直接參與勞動管理。

工頭制度賦予工頭最大的權力在于委托其招募工人，當然這種權力很多時候也是爭取得來的②例如在劉鴻生創辦的大中華火柴公司，當中國幫會和工棍組成的關系網絡在與榮宗敬爭奪對申新工人控制權時，他們順利贏得了劉鴻生的讓步，從而擁有了招募工人的權力(高家龍，2002)。。更重要的是，招聘往往和工頭的社會關系網絡結合在一起，雇用原則多為以親緣、地緣或幫派的人格化關系為主。例如安徽籍民族資本家孫多森于1899年在上海開辦阜豐面粉廠，招收員工幾乎都是安徽同鄉；上海恒豐紗廠資本家雇用的高級職員都是湖南同鄉，工人也大都從湖南而來(祝慈壽，1999)。又如在上海福新系統，各部門的工人都由工頭分別統治，工頭是哪里人，工人一般也是哪里人，形成幫派。在福新一廠、七廠，面粉間大部分是寧波人，打包間大多數是無錫、常州人，下麥、外場則多為蘇北人；福新二廠、八廠主要是湖北人(上海社會科學院經濟研究所，1982)。在卷煙工業中，大部分工人來自浙江，少數蘇北人只能從事一些非技術性勞動(Honig，1992)。在南洋煙草公司，工頭是寧波人，總經理是廣州人，大多數工人也是來自這兩個地方，他們也都有很強的地域觀念(裴宜理，2001)。在上海，即使同籍工人也要拜“老頭子”(幫會頭目)才能進廠做工。上海紗廠中，“男工十之七八都參加了青紅幫，拜有老頭子，信仰關公”(朱邦興，1984)。以人格化為特征的雇用制度，帶來的直接后果是分割了勞動力市場，阻礙了勞動力的自由流動。在工廠或其中的某一部門，一個地區的幫派站住腳后，其他籍貫的工人將很難加入(馬俊亞，1998)。在上海造船廠，必須加入幫派才能從事經營，否則必遭排擠。上海某紗廠的搖紗間，工頭工人均是寧波人，其他地區的工人被欺負侮辱實屬常事(李次山，1920)。在上海碼頭，工人通常還會捐出一部分工錢給幫派當作公款，專門對付外來的“野雞工人”(全漢升，1934)。相反，如果一名新工人在工廠中有親戚或者要好的鄰里，那么其工作就會輕松許多(李次山，1920)。同樣在上海工作，江南人很容易獲得提升，而蘇北女性的提升則是無法想象的事情(Yeh 和 Honig，1994)。如果在工廠中沒有這種基于人格關系的庇護，在工廠中做工將無比艱難(馬俊亞，2000)。分割市場帶來兩個后果，其一是限制了工人就業的可替代性選擇，這降低了工人討價還價能力，壓低了工資；其二，在分割的市場內部，同鄉同幫的關系作為一種非正式制度，節省了工頭的管理費用，因而具有一定的效率。在和廠方的談判中，這種非正式制度有利于克服個別工人搭便車的機會主義行為，提升了工人整體的談判能力，有利于改善工人待遇。

三、工資扭曲的測度

（一）工資扭曲的度量方法

本文要考察的是工頭制度所造成的市場分割對工資扭曲的影響，有必要先對工資扭曲進行測度。在完全競爭條件下，企業的生產以規模報酬不變為特征，根據歐拉定理：此時每種投入要素獲得與其邊際產出同等的報酬，產出分配凈盡。這一理想狀況下，不會有要素剝削，也不存在工資對其邊際生產力的偏離。然而，在不完全競爭的現實世界中，壟斷勢力、不完全信息以及制度等因素導致實際工資偏離均衡工資。我們將這種偏離定義為要素扭曲。其中，均衡工資由完全競爭下的一階條件給出，為，實際工資記為 w。參考邵敏和包群(2012)、冼國明和徐清(2013)、龐念偉等(2014)的研究，工資扭曲指數distort為：

p為產品價格，由競爭性市場的供求決定。MPl是勞動的邊際生產力，它取決于我們設定的生產函數形式。若有 d istort ＞ 1，表明勞動的實際所得低于均衡時的邊際產品價值，勞動力價格被某些外在因素壓低了，存在“向下扭曲”；若 d istort＜1 ，表明勞動的實際所得高于均衡時的邊際產品價值，勞動力價格被某些外在因素拉高了，存在“向上扭曲”。

（二）數據來源及說明

勞動的邊際產出是計算工資扭曲度的關鍵，它由生產函數決定。考慮到生產過程中可能存在的技術無效率，我們選擇了隨機前沿估計方法(SFA)來估計勞動的邊際生產率。生產函數的具體形式為①我們也考慮了超越對數形式的隨機前沿模型，不過各變量并未通過顯著性檢驗。：

其中y為行業的產出，i代表行業，k和l分別是資本和勞動的投入。為復合誤差項，其中vit為噪聲的隨機誤差項，表示不可控因素造成的偏誤；uit是一個單邊誤差項，表示技術非效率，uit與vit相互獨立。根據式(1)，勞動的邊際產出可表示為：

工資扭曲指數改寫為：

這里，py表示行業增加值，wl表示行業的工資總額。我們的數據均來自《中國工業調查報告(1933)》。該報告的調查時間為1933年4月到1934年5月，調查目的是為預防潛在的戰爭威脅以及外國的經濟侵略對全國工業狀況進行摸底①北洋政府時期曾有過類似統計，不過所得數據僅是各地政府任意填報，而非實地調查，故其可信度較低；國民政府成立以后，工商部于1930年調查全國工人生活和工業生產情況，但調查范圍僅涉及33個城市，調查項目更多偏重工人生活而非工業本身。不僅如此，各地工業調查的項目參差不齊，以至很難對其加總而獲得全國總數。。報告的調查區域包括華北、華中和華南共計 17省 140多個縣市，未包含的區域為西北、西南邊疆地區以及日本侵略的東北四省。所有工業企業均符合《工廠法》，即使用原動力且工人數目在30人以上，全國共計1206家。調查涵蓋16個主要工業行業和200余個細分行業，涉及項目包括工廠組織、動力、資本額、產品、工資、勞動力數量等共計 171個。該調查被認為是民國時期最具權威性和可靠性的工業調查。在數據使用上，剔除了某些細分行業的產品總值或者資本額缺失的樣本。行業的工資總額②這里我們選擇的工資總額是細分行業的年度工資額，之所以選擇該指標度量工資有兩個原因：其一，《中國工業調查報告》雖然提供了工人的月工資數，但僅有最高工資和最低工資，若直接通過算術平均求得平均工資將會引起嚴重的測量誤差；其二，單位時間內的工資率沒有考慮到升工、賞工、花紅、津貼以及各種扣罰，因此年度工資額實則更能反映工人的收入狀況(張忠民，2011)。、資本存量以及勞動數量據皆直接由該報告給出。行業產出增加值等于產出總額減去原料等中間投入。該報告提供了各行業原料投入和燃料費用的相關數據，但并未給出行業產出總額。我們選擇使用行業銷售總額作為替代。劉大鈞(2015)指出，民國的工業企業規模普遍較小，存貨通常很少，銷售額和產出額的差距不大，因此選擇銷售額作為代理變量具有合理性。

（三）工資扭曲的測算結果

根據相關數據計算了各行業的工資扭曲指數。由于使用的數據包含 143個細分行業，我們對同一個工業部門下的所有細分行業測算結果做算術平均處理。各部門估算值見表1。

從表1可以看到，工資扭曲指數的均值為 3.767，意味著從整體上講，近代工業中工資存在向下扭曲現象③即使剔除掉distort值過高的水電業部門，其均值依然達2.681，勞動的邊際產出價值仍顯著高于實際工資。。具體到 16個工業部門中：有 15個部門工資扭曲指數大于1，其中工資扭曲指數位于 1～3區間的工業部門共計 10個，占工業部門總數的62.5%；扭曲指數為3～6區間的共4個，分別是交通用具業、化學工業、飲食業以及其他工業，占總數的 25%；作為唯一的公共部門，水電業的扭曲指數高達 20.065，這也許是因為自然壟斷行業的規模經濟特征大幅提升了勞動的邊際生產力，從而使勞動的邊際產品價值遠高于實際工資。有趣的是，木材制造業的工資扭曲指數僅為 0.581，這意味著工資存在向上扭曲，即工人的工資被人為地拉高了。謹慎起見，我們還使用了C-D生產函數與超越對數生產函數來重新估算勞動的邊際產出，并給出了相應的distort值作為比較。從圖 1①用新方法估算的水電業distort值依然分別高達 23.465和 45.495，為使其余部門的工資扭曲值可在更精確的刻度范圍內進行比較，我們在圖1中去掉了該部門。可以看出，C-D 生產函數與我們的基準估計較為接近，而超越對數生產函數的測算結果則相對偏高。

表1 16個工業部門主要變量及工資扭曲指數

圖1 不同生產函數估算的工資扭曲指數

通過比較不同工業部門的工資扭曲情況，我們還發現，實際工資水平與 distort值并沒有很強的相關性。圖 2直觀地反映出各部門中兩個變量之間的關系，二者并未呈現出相同規律的變化趨勢。例如化學工業部門的人均工資為 182.379元，低于造紙印刷業部門的226.259元①該部門擁有較高的工資可能是因為工人具有較高的知識水平和專業技術(劉大鈞，2015)。，但就工資扭曲指數而言，化學工業部門的4.544高于造紙印刷部門的2.810。同樣地，交通用具部門的人均工資是16個工業部門中最高的，但其工資扭曲指數低于水電業部門。通過簡單的計算發現，實際工資水平與 distort值的相關性較小(相關系數為0.36)，表明工資扭曲程度并不取決于實際工資水平。

圖2 16個工業部門的工資與工資扭曲指數

四、實證模型與變量選擇

（一）模型設定

為度量工頭制對工人工資扭曲的影響，實證模型設定如下：

其中，Di代表第i個行業的工資偏離程度；foremani用以衡量第i個行業的工頭制實施程度，我們用該行業中工頭與工人人數之比作為代理變量來衡量；X是一組可能影響到行業工資扭曲度的控制變量。α、β、λ和εi分別為待估計系數和隨機擾動項。β是本文關心的核心參數，用以識別工頭制對工資扭曲的影響。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

本文選取工資扭曲度來衡量各行業中工人工資的扭曲程度。前文中已經計算了工資扭曲指數，為統一實際工資與估算的均衡工資間的差異，用該指數與 1的扭曲度來定義工資扭曲度，故被解釋變量可表示為，我們將其取自然對數。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量是工頭制。為衡量各細分行業運用工頭制進行管理的強度，我們考慮工頭人數①在我們的樣本中，工頭專指工廠中的中下級職員，廠主、經理、廠長、工程師等皆不在范圍之內。與工人人數之比這一變量，其基本邏輯是，每一工頭平均管理的工人越少，也就是工頭／工人的值越大，那么該行業中工頭制實施的強度也就越大。反之反是。核心變量取自然對數，表示為lnforeman。工頭制將通過兩個途徑來影響工資扭曲度：其一，工頭制實施強度的增加可以看作是增加了管理效率，這有利于提升勞動的邊際產出效率，從而加劇工資的向下扭曲；其二，工資水平實際由勞資雙方的談判能力決定，工頭制通過改變工人的談判能力影響了工資扭曲度。一方面，工頭大都擁有雇傭工人的權力，其招聘的原則又是基于地緣、血緣甚至是幫派的，這一人格化的治理模式造成了勞動力市場的分割，阻礙了勞動力的自由流動。由于在很大程度上排斥了其他可替代的就業選擇，工人對工資的議價能力下降了，這會導致工資的向下扭曲。然而，另一方面，基于社會關系網絡所構建起來的工人群體，在集體談判中容易克服搭便車的機會主義行為，這又在一定程度上增加了其議價能力，導致工資向上扭曲。圖3給出了工頭制與工資扭曲度的散點圖，可見以lnforeman度量的工頭制與工資偏離呈顯著的正相關關系。

圖3 工頭制與工資扭曲度散點圖

3.控制變量

除工頭制外，其他因素也可能對工資扭曲度造成影響。根據上文的分析，我們將估計方程中的控制變量分為兩類。第一類是與行業生產效率相關的控制變量，具體包括：(1)行業的平均規模(lnsize)，度量指標為每個企業平均擁有資本量的對數值。企業規模越大，越容易采用先進的生產技術以及進行更大范圍的勞動分工，這些都有利于提升生產效率，在工資不變(剛性)的條件下，工資扭曲指數會變大；(2)企業的平均年齡(age)，用企業平均存在月數的對數值表示。企業存在的時間越長，越容易在實踐中總結經驗以提高生產效率，這會提升勞動的邊際產出效率，增大工資扭曲指數。第二類是與議價能力相關的控制變量。具體包括：(1)行業要素稟賦變量ln(k/l)，度量指標為該行業資本額與工人數量比值的對數值。該行業越依賴資本投入，行業內勞動力的議價能力就越弱，從而使工資扭曲指數越大；(2)行業平均機械化程度(lnpower)，度量指標為企業平均使用電力數量的對數值。機械化程度越高，表明企業越依賴機械動力而非人力，工人的議價能力下降從而使工資扭曲指數變大；(3)行業的競爭程度(lncompany)，度量指標為行業中企業數量的對數值。行業競爭越激烈，資方所擁有的談判能力就越小。相反，若某個企業在行業中擁有壟斷地位，其談判能力就會大大增強，這會縮小工資扭曲指數；(4)行業的平均工作時間(worktime)，度量指標為工人每天工作小時數。工人平均工作時間越長，意味著其小時工資率越低，談判能力也就越弱，工資扭曲指數就會越大；(5)行業中女性工人占工人總數的比重(woman)，女性越多，代表議價能力越弱，工資扭曲指數越大。本文所使用的數據均來自《中國工業調查報告》①限于篇幅，未報告變量描述性統計，有需要的讀者可掃描本文二維碼從本刊網站該文附錄獲取。。

五、實證結果及分析

（一）初步OLS回歸結果

表2給出了工頭制對工資扭曲度影響的OLS回歸結果。其中，第一列是未添加任何控制變量的回歸結果，結果顯示，工頭制確實加劇了工資扭曲，實施強度每增加一個百分點，工資扭曲度就會增加 0.5個百分點。第二列和第三列分別添加了與生產效率和議價能力相關的兩類控制變量，最后一列是納入了所有變量的完整模型。新的估計與第一列類似，均表明工頭制對工資扭曲度產生了顯著正向影響。控制變量方面，行業競爭程度變量(lncompany)的系數顯著為負，表明行業中的競爭越激烈，越有利于降低工資扭曲度。工作時間變量(worktime)的系數顯著為正，意味著增加工作時間將會加大工資扭曲程度。其他控制變量對工資扭曲度的影響要么不顯著要么不穩健。

表2 工頭制對工資扭曲度影響的初步回歸結果

續表2

（二）穩健型檢驗

1.選擇性偏差

本文中，工資扭曲指數是通過生產函數計算得出的。我們擔心不同的生產函數形式設定會對估計結果產生影響，于是采用 C-D生產函數與超越對數生產函數(translog production function)重新估計了工資扭曲指數，并考察工頭制對新的被解釋變量的影響。另外，由于擔心樣本中的異常值會對回歸結果產生影響，因此考慮將異常的樣本點剔除后再做估計。借鑒大多數經驗文獻的做法，分別剔除了工資扭曲指數變量和工頭制變量中小于 5%分位數和大于 95%分位數的樣本，在此基礎上對子樣本重新進行估計。估計結果如表3所示，第一列和第二列分別是用新的生產函數估計得出的工資扭曲指數作為被解釋變量，結果依然表明工頭制對工資扭曲產生了顯著的正向影響。第三列和第四列是剔除樣本值后的子樣本估計，可以看到，當考慮異常樣本點的影響后，我們的結論依然穩健。

表3 工頭制對工資扭曲度的穩健性檢驗

2.度量偏差

本文選擇了工頭／工人比來度量工頭制在各行業中的實施情況，這一代理變量的選取可能存在度量偏差問題。在《中國工業調查報告》中，調查內容實為“管理員或工頭”，這表明管理人員既可能是傳統工頭也可能是現代的管理者。在計量模型中，我們將管理人員通通看作了傳統的工頭，這就造成了度量偏差。現代的管理者通常是指那些實施科學管理制度的企業中的管理人員，而根據史料記載，實施科學管理的企業大都具有一定規模，且數量并不多①20世紀20年代，以泰羅制為代表的科學管理制度在中國興起。我們只知道商務印書館、美亞織綢廠、厚生和德大紗廠、康元制罐廠等企業推行過這種制度，其所占比例在 1200多家企業中并不大。另外，該實踐在中國并不算成功(馮筱才，2013)，在遭遇工人的頑強抵抗后，工頭制又被重新恢復。，所以核心解釋變量的度量偏差即使存在，也不會太大。另一方面，我們并沒有發現某一工業行業具有更高的概率實施科學管理制度②在已知的企業中，商務印書館屬于印刷業，五洲大藥房屬于化學品業，美亞織綢廠屬于絲綢業，大生紗廠和德大紗廠屬于紡紗業，康元制罐廠屬于印刷兼熔鑄業。。這一特征事實意味著，即使由于現代管理人員的存在使得工頭／工人變量存在度量誤差，該誤差也是具有隨機性質的，并不會對我們的估計結果造成影響。

除了現代的管理人員，工頭變量本身也可能是度量偏差的來源。民國時期的工廠規模普遍較小，這些小型工廠中，一般不設工頭，由廠主直接管理工人(《舊中國資本主義生產關系》編寫組，1977)。在本文的樣本中，工頭一般專指工廠中的中下級職員，但對于規模較小的企業，并未完全區分廠主和工頭(劉大鈞，2015)。也就是說，工頭／工人可能并未衡量工頭管理制度，如果工頭是廠主，該變量更可能測度的是廠主的直接管理。雖然無法通過史料去判斷哪些行業更廣泛地采用了工頭制度，但上述信息則提供了一個間接驗證的手段，即可以認為那些雇傭工人偏少的行業較少甚至沒有實施工頭制。另一方面，當企業的規模較大時，則更容易依賴工頭進行管理。我們計算出行業中企業平均雇用工人數量，并以此為依據劃分出 5個子樣本，分別是雇用工人數在50人以下、50人以上、100人以上、120人以上和150人以上的企業。通過子樣本回歸便可間接的評估工頭制的實施強度是否對工資扭曲造成不同影響。

表4 工人規模子樣本回歸結果

可以看到，在平均雇用工人數小于50人的子樣本中，工頭制的代理變量在10%的置信水平上也不顯著。正如前文所分析的，在規模較小的工廠里，度量偏差十分嚴重，工頭制很少或基本不被采用，因此分割勞動力市場導致工資扭曲的機制也就不再起作用。在剩余的子樣本回歸中，模型(2)～模型(4)工頭制的回歸系數逐漸變大，這意味著那些平均雇用工人越多的細分行業，工頭制對工資扭曲的影響也越大。這一結果也印證了上文的猜測，即當雇用的勞動力數量較多的時候，企業就會越依賴工頭進行管理。當工頭制的實施強度加大時，便導致了更嚴重的工資扭曲。

3.內生性偏差

上文的分析中我們對工頭制與工資扭曲度之間的因果關系進行了初步討論，并就樣本的選擇偏差進行了穩健性檢驗。這些結果依然受到缺失變量的影響，通過OLS得到的結果可能是非一致的。為解決內生性估計偏差問題，我們采用帶有工具變量的兩階段最小二乘法對回歸模型進行重新估計，以檢驗前文的結果是否穩健。參照過去的文獻(白雪潔、李爽，2017)，構建了第一個工具變量(IV1)，用第i個行業的工頭/工人比例減去全行業均值之差的三次方表示，具體形式為：該工具變量的優點是，可以在不增加模型變量個數的前提下，同時滿足與模型中的殘差項無關且與內生解釋變量相關的基本要求。穩健起見，本文還選取1931年調查中各行業中工頭／工人比( l nforeman1933)作為第二個工具變量(IV2)。回歸模型(2)的數據來自中國經濟統計研究所對全國的工業調查，起止時間為 1933年 4月到 1934年 10月。該機構在1931年專門針對上海進行過一次類似的工業調查，其調查的項目與統計手段跟1933年比較相似。在樣本選擇上，1931年將使用10人以上的工廠納入到調查范圍之內，低于《工廠法》定義的30人，因此可以說1931年調查工廠的范圍比1933年更廣。兩次調查在某些細分行業上存在一定的差別，我們對其進行了重新匹配。根據 Angrist 和 Pischke(2009)的研究，合法的工具變量應同時滿足外生性和相關性兩個條件。對各行業而言，其管理特征具有一定的連續性，因此可以認為工具變量lnforeman1933和原來的核心解釋變量lnforeman1933具有相關性；另一方面，1932年爆發的“一二八”事變重創了上海的工商業和金融業(姜偉，1995；祝慈壽，1999)，外部的宏觀政治經濟環境較之前也有了重大變化，那些與外部環境相關的遺漏變量不會影響到1931年的工頭制，故 ln foreman1933也滿足外生性。工具變量回歸結果如表5所示。

表5 工具變量回歸結果

可以看到，兩個工具變量第一階段回歸的 F值分別為 99.646和 14.226，均高于Staiger 和 Stock(1997)建議的 F值為 10的經驗切割點，因此可以認為存在弱工具變量的風險較小。無論采用哪一個工具變量重新估計方程(2)，我們都發現工頭制顯著加劇了工資扭曲。

（三）進一步的討論

1.工頭薪資的交叉效應

工頭制造成工資扭曲的渠道之一是收益效應，即工頭通過其管理職能提升生產效率，在工資不變的情況下，這將造成工資扭曲。我們考慮加入工頭薪資變量，以考察更高的薪資是否對工頭產生激勵，從而提升管理效能，加劇工資扭曲。表6的第(1)列沒有添加任何控制變量，第(2)列和第(3)列逐步添加了控制變量與工頭制變量，其回歸結果都表明工頭薪資并沒有對工人工資扭曲產生顯著影響。這一結果說明薪資的激勵作用并不明顯，然而這并不意味著我們證偽了大多數關于激勵理論的文獻(Shapiro和Stiglitz，1984；Balmaceda，2004；Mckernan 等，2005)，對史料的考察有助于理解這一現象。對近代工廠中的工頭而言，薪資只是他們收入的一部分，而另一部分則是源于他們管理工人的權力。工頭從工人身上獲得了額外的收入①例如在紡織行業，工人要給“拿摩溫”(工頭)送禮，才能進入工廠工作，這被稱為“買名字”。進廠之后，也要時常給工頭送錢送禮，俗稱“燒長錠”(畸，1920)；上海復新廠的打包工頭，控制了二、四、八廠的大包間，從每個工人每月扣2角工錢，如工人想要多做工，還需花錢向工頭購買。在河北的開灤煤礦，包工頭榨取工人工資的手段更是多種多樣，包括勾工、罰款、勒索鍋火費、高利貸和商業控制等等(南開大學經濟研究所，1983)；在武漢的福新四廠，工頭月工資 80元，其克扣工人的工資也達 80元，占其總收入的比例高達50%(《舊中國資本主義生產關系》編寫組，1977)；在北京等地，工人必須將工資的一部分交給工頭，交付比例從 1900年的 4%增加到 1925年的 10%。在無錫，建筑工人需直接將工資的 10%交給工頭(馬賈爾，1933)。，以至于薪資的激勵作用下降了。在第(4)列中，我們添加了工頭制與工頭薪資的交叉項，發現隨著工頭制強度的擴大，工頭薪資加劇了工人的工資扭曲。一個直觀的理解是，工頭制強度的擴大表明工頭/工人比增大。此時，每個工頭管理的工人數量變少了，工頭間的競爭同時也削弱了他們控制工人的絕對權力，這降低了他們從工人身上獲取的總收入。此時，由正式制度提供的薪資開始發揮激勵作用，工頭管理效能的提升增加了工人的生產效率，通過收益途徑導致了工資扭曲。

表6 工頭薪資的交叉效應

2.工資扭曲程度與方向

對具有不同工資扭曲度的細分行業而言，工頭制是否發揮了相似的作用？為對此進行檢驗，本文選取了分位數回歸模型對樣本重新估計。由于未對誤差項分布作具體假定，分位數回歸對異常值的敏感程度要小于均值回歸，因而估計結果更加穩健(刑春冰，2006)。參照過去的文獻，選取了25%和75%的分位點代表工資扭曲度偏低和偏高的行業。另外，前文對工資扭曲的測算，采用的絕對值表示方法排除了探討工資扭曲方向的可能性。在全部樣本中，工資實際上存在著向上和向下兩個方向的扭曲，我們還想知道的是工頭制度對這兩個方向的工資扭曲是怎樣發揮作用的。為此，按照扭曲方向再次劃出兩個子樣本分別進行回歸。表7報告了回歸結果。

表7 工資扭曲程度與扭曲方向的回歸結果

表7中，第(1)列、第(2)列顯示的是分位數回歸結果。可以看到，在25%和75%分位回歸中，工頭/工人比增加 1%，工資扭曲度分別增加 0.541%和 0.47%。這表明對處于條件分布底端的行業，工頭制對工資扭曲的影響高于平均水平①OLS估計的平均數為0.516%，見表2。，而對處于條件分布頂端的行業，工頭制對工資扭曲的影響低于平均水平。工資扭曲度實則暗含了勞動力市場的競爭程度，較低的扭曲對應著更充分的競爭和更自由的勞動力流動。計量結果顯示，如果細分行業的勞動要素市場競爭更激烈，勞動力進入或退出相對更加容易，那么工頭制的介入將會引起更大的工資扭曲。換個角度講，若該行業勞動力市場有較大的進入或退出障礙，那么工頭制的作用將會下降。一個可能的解釋是，工頭制分割勞動力市場的能力取決于勞動力的異質性，越是相對簡單的同質勞動，要素市場的競爭就會越激烈，工人也越容易和工頭產生人身依附關系②例如碼頭工人加入幫派，拜“老頭子”(工頭)的比例遠高于郵局職工(馬俊亞，2000)。，進而阻礙勞動力自由流動并導致工資扭曲。第(3)列、第(4)列的回歸結果表明，工頭制確實在兩個方向上對工資扭曲造成顯著影響。正如前文所分析的那樣，由工頭制導致的勞動力市場分割帶來了兩個效應：一是減少了工人可替代的就業選擇，這使得工人談判能力下降，工資向下扭曲；二是因為工頭與工人人格化關系特征，使其作為一個整體與資方進行談判的時候更容易克服搭便車的機會主義行為，這提升了工人的談判能力，工資將向上扭曲。表7的結果顯示，這兩個效應同時發揮了作用。學者們已開始注意到近代工頭制所具備的制度效率，我們的研究則進一步為這種效率提供了一個正義的注腳：相比向下扭曲，工頭制對工人工資的向上扭曲發揮了更為重要的作用，其回歸系數為 1.070，高于向下扭曲的0.410。馬俊亞(2000)和高超群(2008)均注意到工人對工頭的人身依附關系阻擾了企業家行使解雇權，退出機制的缺失容忍了工人的低效率①在20世紀40年代的裕中紗廠，廠內有卡車但不能運貨，只能使用工人的小推車運送。廠里用貨車運貨時，工頭就讓搬運工睡在工廠門口，不讓貨車經過，而搬運工人搬運時，運費又由工頭結算，三天兩天漲價(安徽省委黨校，1960)。(邊際產出價值偏小)，這導致了工資向上扭曲。《樂農史料》和《昆廠勞工》等史料也多有記載工頭對工人所提供的各種保護。事實上，不僅是華資企業，外資企業中工頭與工人的聯合也是十分常見的。日資紗廠的工頭就曾多次帶領工人罷工以獲取招募和培訓工人的權力(高家龍，2002)。經濟史的文獻多從企業的角度出發強調工頭制的有效性，我們的研究則表明，即使站在工人的立場上，工頭制也是有利于改進工人福利水平的。

六、結 論

本文以近代中國企業廣泛用的工頭制為對象，從工資扭曲的角度，研究了“內生性”制度所帶來市場分割的影響。利用《中國工業調查報告(1933)》的行業數據，首次測算了近代工業部門中工人的工資扭曲程度。結果表明，16個部門工資的平均扭曲指數為 3.767，這意味著工人所獲得的工資報酬低于其邊際產品價值，工資存在向下扭曲效應。隨后的計量模型顯示，工頭制對工資扭曲度有顯著的正向影響，在考慮選擇性偏誤和內生性偏誤后，該結論依然穩健。在機制分析中，發現工頭薪資對工人工資扭曲度沒有直接作用，只有當工頭制強度增大時，工頭薪資的激勵作用才會顯現出來。在扭曲方向的子樣本中，工頭制在向上扭曲和向下扭曲兩個方向同時發揮了作用，這與我們的理論分析一致：一方面，工頭制分割了勞動力市場，排除了工人的可替代性就業選擇，降低了工人的談判能力，使工資向下扭曲；另一方面，在基于社會關系網絡構建的細分勞動力市場上，人格化特征類似于一種多邊懲罰機制，可以較好克服搭便車行為，從而增加工人的集體談判能力，這又使工資向上扭曲。

我們的研究雖是基于對歷史的考察，卻仍然具有一定的現實意義。這不僅是因為當前一些小型企業依然在采用工頭制①參見賈文娟(2006)和任焰、賈文娟(2010)對現代工廠中和建筑行業中的工頭制的詳細的分析與討論。，更是由于對“內生性”制度的分析可以幫助我們更好地理解當前中國經濟運作的微觀模式。當前我國的市場機制仍不完善，正式制度缺位下類似工頭制的各種非正式制度被“內生”出來不足為奇。本質而言，它們的存在也是為了節省交易費用。因此，通過對工頭制的分析，不僅可以幫助理清類似制度影響的邏輯脈絡，更可以幫助我們理解市場本身。

Foreman System， Labor Market Segmentation and Wage Distortions：Evidence from Modern Industry

Wang Xin1，Qi Xiulin2and Lei Ming3
(1.School of Economics，Southwestern University of Finance and Economics，Chengdu 611130，China；2.School of Business，Zhengzhou University，Zhengzhou 450000，China；3.Nankai Institute of Economics，Nankai University，Tianjin 300071，China)

Abstract：The foreman system is a widely used management system in modern industrial enterprises.It is not only a labor management system，but also a labor recruitment system.This paper examines the impact of the foreman system on wage distortions using industry data from the China industrial survey(1933).Our calculation of the wage distortion index shows that most of the modern industry has a downward distortion of wages，that is，the actual wage of workers is lower than their marginal product value.Further studies have found that the foreman system has a significant positive effect on wage distortions，and that the conclusions are robust after considering selective bias and endogeneity bias.The subsequent mechanism analysis shows that the foreman system divides the labor market and makes it play a role in the upward and downward distortion of wages.At the same time，only when the intensity of the foreman system increases，the foreman's salary will exacerbate wage distortions.

Keywords：Wage Distortion；Foreman System；Modern Industry；Labor Market Segmentation

JEL Classification：J20 N35