工资差距（精选十篇）
工资差距 篇1
在这样的背景下, 本文对我国居民收入主要来源的工资收入差距进行了研究, 选取泰尔指数作为测度不平等的指标, 将我国居民工资收入差距基于性别、学历、职业和工作单位类型等特征进行分解, 将其分解为群体内收入差距和群体间收入差距, 并把2006年和2009年的调查数据进行比较, 以了解每个特征因素对工资收入差距影响的变动趋势。
1 数据和方法的选择
本文所使用的数据来自于“中国健康和营养调查 (CHNS) ”。使用2006年和2009年的调查数据, 去掉那些没有工资收入和调查数据不完整的记录, 最后2006年有1600条记录, 2009年有1824条记录。全部统计分析和泰尔指数分解计算使用SAS, VFP6.0和Excel软件进行。
根据现有的数据, 本文将会基于收入群体分解来对我国工资性收入差距的影响因素进行分析。根据泰尔指数公式:
undefinedLnundefined (1)
其中, yi表示第i个样本收入, μ表示总体均值, n是集合N的人口数。利用泰尔指数可以将总差距分为组内差距和组间差距。假设总体共分为g组, 小组集合用Nk表示, k=1, 2, …, g, 每组各有nk个值, μk代表第k组的平均收入, 泰尔指数可以分解如下:
undefined
W表示组内差距, 由各个组内的泰尔指数I (yk) 和各组人口占总人口的比重S (yk) 的乘积之和表示, B表示组间差距。
2 基于就业群体的工资收入差距分解结果
将2006年和2009年的所有满足条件的调查记录分别按照性别、学历、职业和工作单位类型进行分组, 运用月工资收入为计算收入差距的标准, 得到泰尔指数的分解结果。对比之后发现, 2009年以泰尔指数衡量的收入差距与2006年相比有所下降。
从调查数据分析, 我国就业人员中女性所占的比例约为40%。2006年和2009年由于性别不同导致的群体之间的收入差距分别占总收入差距的4.76%和6.44%。总体来说, 总收入差距主要表现为组内差距, 组间差距相对较小。这与我国近年来倡导的男女平等的观念密不可分。尤其是随着国家产业政策的调整, 第三产业迅速发展, 成为吸纳女性就业的主要渠道, 越来越多的女性进入到一些高新技术产业部门, 获得与男性相同的收入。与此同时, 不容忽视的是与2006年相比, 2009年组间收入差距上升到了6.44%, 而且男性的平均月工资比女性要高出600多元, 对女性的工资歧视有明显的扩大趋势。这可能是由于男女工作的行业不同造成的, 也可能是由于行业内差异造成的。据王美艳 (2005) 研究发现, 引起行业间工资差异的歧视等不可解释因素占到88.99%, 说明针对女性的行业进入障碍确实存在。这种性别歧视对我国收入分配差距的缩小是非常不利的。
通过对就业人员平均收入的计算发现, 基本上是学历越高, 收入越高。同时, 通过研究发现由于学历造成的组间收入差距占总收入差距的比重较大, 说明学历成为影响收入的重要因素。从组内收入差异来看:未上过学的那组收入差距相对于其他组来说, 组内差距更大。这是由于未上过学的就业者能力相差较大, 有的人能力很强, 成为自主创业的个体工商户或私营老板, 收入非常高;而有的人能力较弱, 只能从事一些低收入的体力劳动, 成为处于社会底层的普通打工者或者临时工, 所以收入差距比较大。而一般学历较高的硕士及以上的就业人员, 具有较高的综合素质, 能力相差不大, 就业大都集中在待遇较好的部门, 收入差距相对较小。从对泰尔指数贡献的比例来看, 初中毕业那组的贡献最大, 这并不是说其组内收入差距较大, 而是因为我国实行九年义务教育, 被调查者中初中毕业的人占有较大的比重, 所以其对泰尔指数的贡献率较高。
从事的职业不同, 所获得的收入也不同。调查结果显示, 收入最高的是管理者、行政官员、经理那组, 他们的平均收入要高于其他职业, 其次是一些高级专业技术工作者, 收入最低的两组是农民、渔民、猎人和服务行业人员。从组间收入差距来看, 不同职业间的收入差距从8.68%上升到12.32%, 说明选择不同的职业对个人工资收入有非常大的影响, 并且这种影响有进一步变大的趋势。从组内收入差距来看, 农民、渔民、猎人之间的收入差距最大, 这可能是由于国家逐渐放开政策, 允许农民进城务工, 从而有些农民选择到大城市工作, 获得相对较高的收入;同时政府也在鼓励农林牧渔业的发展, 有很多劳动者通过采用新的培养技术和有效的商业运作, 收入超出传统农业, 所以组内差距较大。非技术工人或熟练工人这组对泰尔指数的贡献率最高, 一方面是因为这组人数占被调查者总人数的比重较大, 大概占到20%左右;另一方面, 非技术工人或熟练工人行业分布广泛, 而各行业利润千差万别, 所以其组内收入差距较大, 这使得二者的乘积在泰尔指数中占有较高的比例。
从被调查者所处的工作单位类型来看, 国有事业单位和研究所的平均收入一直排在前面, 其次是政府机关, 这也可以解释为什么近年来我国频频出现“考公务员热”的现象了。另外, 从2006—2009年出现的一个引人注目的现象是三资企业平均收入增长迅猛, 到2009年时, 已经成为收入最高的工作单位类型, 但三资企业较长的工作时间和较大的工作压力也是不容忽视的。从组内收入差距来看, 除其他未标明的工作单位类型之外, 家庭联产承包农业的组内差距最大, 这与上一部分按照职业类型分类计算时, 农民、渔民、猎人组内差距最大相吻合, 说明我国收入差距扩大很大程度上是由于农村内部收入差距过大造成的。在所有工作单位类型中, 私营、个体企业对泰尔指数的贡献最大, 其组内泰尔指数2006年为0.293847, 2009年为0.265347, 均高于同期总泰尔指数, 其人数占被调查者总数的比例约为40%, 所以其对总泰尔指数的贡献最大。
最后, 我们将2006年和2009年按照性别、学历、职业和工作单位类型对就业群体进行分组, 按照组间收入差距比重排名, 可以发现学历和职业是影响工资性收入差距的最主要的因素, 其中职业引起的群体间收入差距变大, 学历引起的群体间收入差距变小, 这可能是由于近几年大学生毕业人数急剧增加, 出现大学生就业难等问题引起的。性别和工作单位类型对工资收入差距的影响相对要小, 但值得重视的是由性别和工作单位因素引起的群体间收入差距在扩大, 这需要我们采取一些必要的措施, 防止差距进一步扩大。
3 结论和政策思考
通过对我国居民工资收入差距的泰尔指数测算之后, 虽然总体的工资收入差距有所下降, 但在对各个影响因素分解之后发现, 性别、职业和工作单位类型在组间收入差距中所占的比重都在扩大。为了防止收入差距过大阻碍经济长期平稳较快发展, 也为了社会的和谐稳定, 在收入差距问题的处理上, 除了要依靠市场机制自身的不断完善, 还需要政府明确收入分配改革的思路, 采取必要的改革措施, 切实解决好这一问题。
首先, 政府可以运用税收手段调节过高收入, 加快个人所得税的征管力度。适当提高个税起征点, 将纳税人数量控制在一定的范围内, 对高收入者重点征收, 以此来调节过高收入, 缩小居民收入差距。其次, 针对就业中的性别歧视现象, 应该完善相关的法律法规, 创造男女平等的就业环境, 避免出现同工不同酬的现象。再次, 为了解决职业和工作单位类型间收入差距扩大的问题, 政府应该完善和落实垄断行业收入分配调节政策, 加强对垄断行业和国有企业工资总额的控制, 打破行业垄断, 缩小居民收入差距。最后, 从上面的分解中已经显示出学历对于收入差距的重要性, 所以政府应该增加教育经费投入, 普及基础教育, 发展高等教育, 同时要做好大学生就业工作, 避免人才的浪费。
参考文献
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工资增速放缓 行业差距明显 篇2
国家统计局6月2日发布的平均工资数据显示，各行业工资继续增长，但增速出现放缓，行业差距仍然较大，经济学家认为，我国应该加快推进收入分配改革，减少收入差距。
数据显示，全国城镇非私营单位就业人员年平均工资51474元，实际增长7.3%，比上年回落1.7个百分点;全国城镇私营单位就业人员年平均工资32706元，实际增长10.9%，比上年回落3.1个百分点。
兰格经济研究中心首席分析师陈克新表示，工资增长与经济发展密切相关，去年平均工资增速放缓主要受经济增速回落影响，经济不景气的时候，往往企业效益也在下降，效益不好对工资增长产生抑制作用。
长期研究收入分配问题的中国劳动学会副会长苏海南(微博)也认为，在GDP增速放缓的`情况下，工资增长肯定会受到影响，毕竟工资增长是需要经济效益为基础的，
分行业门类看，城镇非私营单位年平均工资最高的行业是金融业99659元，是全国平均水平的1.94倍;年平均工资最低的行业是农、林、牧、渔业25820元，是全国平均水平的约50%，相差近四倍。
“对城镇非私营单位而言，多数就业人员的工资水平低于全国平均工资。”国家统计局人口和就业统计司司长冯乃林坦承，不同行业的工资水平差距仍然明显。平均工资排名前十位的行业，就业人员仅占34%，其年平均工资高于全国平均水平;平均工资排名后九位的行业，就业人员占66%，其年平均工资低于全国平均水平。
别用数字游戏掩饰工资收入的差距 篇3
这场数字游戏源于人社部劳动工资研究所发布的研究结果，称“我国行业间工资差距最高达15倍，全球第一”，但该所又表示，行业间的比较口径应当按照大行业而不是细分行业划分来进行，因此我国行业间收入差距不是15倍而是4.7倍。
其实，我国城乡居民之间、不同行业之间收入分配不合理、贫富差距拉大是公认的、不争的事实。以众所周知的平安保险股份有限公司董事长马明哲2007年领取6616万元的天价年薪来看，即便和2008年证券业17.2万元的最高工资水平相比，差距也达300多倍。
更何况人社部劳动工资研究所所采用的国家统计局数据，是以在岗职工计算。如果考虑到大量没有纳入统计口径的个体经营者和下岗、特困群体，那收入差距恐怕更为惊人，难怪劳动工资研究所的解释一出，众多网友便开始议论：“我们都没把15倍当回事，你们着什么急。”
抛开这场老百姓见怪不怪的数字游戏不论，我国收入差距、贫富悬殊日益扩大的现实，的确到了一个无可回避的关口。因为在同一时间，媒体竞相报道日本官方正视2010年中国的GDP（国内生产总值）规模已超过日本，成为世界第二大经济体。但在这样一个世界公认的“国富”背后，我国人均收入偏低，按照联合国标准还有1.5亿贫困人口仍是不争的事实。
在陆续举行的各省市两会上，增加城乡居民收入、实现生活富足，成为各地不谋而合的共同诉求，要让“居民收入和经济发展增长同步，工资报酬、劳动报酬和劳动生产力提高同步”。
在这样的背景下，研究劳动收入分配制度的相关机构，更应该正视收入差距的现实，切实研究如何填平鸿沟、减小落差的举措，而不是用数字游戏转移视线、回避矛盾。
事实上，检索一下有关劳动工资研究所的新闻，会发现早在2010年6月份，该所就曾通过《人民日报》表达了对收入分配不合理、差距过大引发老百姓不满的担忧，“收入分配改革方案”会在2010年年内实行。
如今“收入分配改革方案”仍是2011年老百姓的最大期待之一，希望人社部能够积极会同有关部门促进方案的出台，切实推出有力举措，削平行业间工资的“山峰”，提高最低收入的“谷底”。
基于变异系数的工资差距设计 篇4
绩效工资与经济公平
1. 绩效工资
实施绩效工资这一有效的企业薪酬模式, 能对企业员工起到重大的激励作用, 对员工的工作态度、行为和绩效产生积极的影响。因此, 推行绩效工资有利于充分体现个人的劳动价值和工作技能, 实现多劳多得, 也有助于单位调动和激励员工潜能, 提升工作效率、节省成本。与此同时, 绩效工资制度也是一把“双刃剑”, 对员工既有积极作用, 又具有一些消极影响;不仅对员工的经济地位, 还对其工作行为产生重要影响。可能使部分员工由于工资收入降低、实际购买力下降, 造成员工的工资缺乏竞争力, 员工消极怠工, 甚至“跳槽”, 破坏员工队伍的团结协作, 也降低了企业凝聚力。
2.经济公平
把实施绩效工资简单地理解为拉大收入差距, 认为只要在工资档次之间拉开距离, 就能够起到奖励先进、约束落后的目的, 这种认识是片面的, 与马克思主义经济公平思想相悖。
经济公平, 是马克思主义公平思想的重要内容。马克思、恩格斯的经济公平思想涉及起点公平、机会公平、规则公平和结果公平几个方面。其中, 结果公平是马克思、恩格斯经济公平思想的核心。反对阶级剥削和压迫, 废除资本主义私有制和资产阶级的一切经济特权, 消除分配结果上的两极分化, 是他们的基本主张。经济公平思想是社会主义、共产主义的基本价值取向, 这一思想对当前进一步缩小收入分配差距具有重要的指导意义。追求结果在一定程度上的均等, 是发展的目标所在。
党的十六大以后, 构建社会主义和谐社会一直是我们党不懈追求的奋斗目标。作为现代社会最重要的社会经济关系之一, 和谐稳定的劳动关系是和谐社会的晴雨表和风向标, 对于企业发展和社会稳定至关重要。因此, 坚持效率与公平并重的分配原则, 受到高度重视。
基于以上分析, 笔者认为, 不是在任何情况下加大工资差距都是合理的。因此, 本文重点采用统计学中最常用的变异系数———标准差系数, 来分析企业员工工资差距问题。
平均工资和工资标准差
平均工资是工资的算术平均数, 记为x, 表现为x=工资总额/职工人数。
工资标准差用σ表示, 计算公式为σ=姨 (xi-x) 2/n, 其中xi代表每位职工的工资额, x代表平均工资, n代表职工人数。工资标准差σ反映的是, 每位职工的工资额与平均工资相比, 平均相差的数值。标准差越大, 说明个体差异越大, 也就是工资差距越大。例如, 有甲乙两个企业, 他们的平均工资相同, 都是x, 但工资标准差不同, 分别是σ甲和σ乙, 并且σ甲>σ乙, 这说明, 甲企业的工资差距比乙企业大。另外, 如果甲乙两个企业的平均工资不相同, 就不能直接根据工资标准差得出上述结论, 还应通过大象和兔子的体重对比来说明这个问题。
用标准差系数比较大象与兔子的体重差异
据统计, 非洲象体重5~7.5吨, 而中型兔体重2.5~4公斤。假设:一组大象的平均体重是6吨, 体重标准差为10公斤, 一组兔子的平均体重是3公斤, 体重标准差为1公斤。如果, 大象的体重相差10公斤, 我们会忽略这种差异, 感觉这组大象体重差不多。而兔子体重如果相差1公斤, 我们就会明显感觉到这组兔子存在大小差异。
大象与兔子的平均体重不同, 体重的差异程度不能采用体重标准差直接比较, 为了比较大象与兔子的体重的差异程度, 统计学中提出了变异系数的概念, 其中, 最常用的是标准差系数, 表示为V, 其计算公式是V=σ姨x[1]。其中, σ代表标准差, x代表算术平均数。标准差系数越大, 说明数据的差异程度越大, 标准差系数越小, 说明数据的差异程度越小。
标准差系数的计算公式表明, 标准差系数的大小与标准差成正比, 与算术平均数成反比。对于算术平均数较大的一组数据, “允许”有稍大的标准差。这时, 标准差系数不会很大, 即数据间的差异不会太大。
在大象与兔子的案例中, 大象的标准差系数是V大象=10/6000=0.0017, 兔子的标准差系数是V兔子=1/3=0.33。由此可见, 虽然大象的体重标准差大于兔子的体重标准差, 但由于大象的平均体重远远大于兔子的平均体重, 使得大象的体重标准差系数远远小于兔子的体重标准差系数, 即大象体重的差异程度, 远远小于兔子的体重的差异程度, 这和我们的直观感受是一致的。
工资标准差系数的计算及政策含义
如果用V代表工资标准差系数, 那么计算公式就是V=工资标准差/平均工资。由公式可看出, 在工资标准差相同的情况下, 即在工资档次之间距离相同的情况下, 一是, 平均工资低的单位, 工资标准差系数更大。也就是说, 该企业的员工更容易察觉收入的差距, 倾向于认为本单位的收入差距大于平均工资高的单位, 这就有可能在员工中产生收入不平等的思想, 破坏员工之间的信任和团队精神。严重的将会导致工作伦理的金钱化和拜金主义的扩张, 单位内部关系不断紧张, 最终阻碍企业的正常发展。二是, 平均工资高的单位, 工资标准差系数更小。也就是说, 该企业的员工不容易看到工资差距, 一旦收入没有差距, 或差距太小, 员工就会认为干好干坏一个样, 缺乏工作积极性和创造性, 员工之间也缺乏竞争, 企业最终陷入“平均主义”的泥潭。
建立不同的工资差距
不同的企业, 或处于不同发展阶段的企业, 对于工资差距问题应区别对待。
1.收益不同, 工资差距不同
(1) 效益不好或处于困难时期的企业, 就好比兔子, 企业平均工资往往较低。这时, 工资差距不宜过大, 对先进的奖励, 也不需要太大的幅度。因为, 数量较少的奖金, 就能使员工感觉到它的份量, 会更加努力, 以更好的方法去工作。这样, 既能激发员工的工作热情, 增强凝聚力, 又能保持较低的工资成本, 不会给企业实际的支付能力带来过重的负担。与此同时, 对落后的处罚, 也不宜过重, 轻微的扣罚, 就能起到警示作用, 而不至于给员工造成过重的心理和生活负担。当然, 工资差距不宜过大, 还包括管理层不宜随意建造豪华办公室, 或购买高档轿车等。
(2) 效益好的企业, 就好比大象, 企业平均工资往往较高。这时, 就应该拉大工资差距, 对绩优者的奖励, 要增大力度, 否则, 起不到激励先进的作用, 员工会认为其收入没能与其对企业的贡献挂钩, 工作热情逐渐低落。同样, 对于绩劣者的处罚, 幅度可以较大, 否则起不到约束作用。
2. 采用动态的工资差距
企业从起步, 成长到成熟的过程中, 工资差距要逐渐拉开、增大。因为不断成长的企业, 平均工资一般会增加, 企业已经由“兔子”成长为“大象”, 企业具备了多方面的有利条件:
(1) 随着企业的发展和经营效益的提高, 工资范围足够大, 大部分员工都能够解决基本的生活保障问题。在这种条件下, 拉开收入差距, 是在保证员工的基本生活水平条件下进行的, 容易被员工所接受。
(2) 发展到一定程度的企业, 往往面临新的机遇和挑战, 包括产业结构升级、产品更新换代、向新的领域扩展延伸等。在这种情况下, 特别需要激发企业员工的积极性和创造性, 将员工的薪酬收入与个人业绩挂钩, 不失为提高绩效的有效方法。
(3) 在长期的经营过程中, 企业积累了相当丰富的管理经验, 建立了相对完善的监督机制, 能够比较科学、客观地制订业绩标准, 公正有效地衡量业绩, 并将衡量结果与工资结构挂钩。能够做到业绩评估过程与组织目标实施过程相结合, 把工资体系运作纳入整个企业的生产和经营运作系统之中, 并使工资制度与组织的宗旨相一致, 保证工资制度有利于实现企业的战略目标, 提高企业的绩效, 给企业带来好处。
(4) 大部分员工和企业一起, 见证了企业的发展过程, 已培养出一定的忠诚度, 能够理解企业在新形势下的变革。企业逐步建立的浓厚的企业文化氛围, 支持业绩评估系统的实施和运作, 使之起到奖励有方, 约束有力的作用。
参考文献
国内行业间人均工资差距达6倍 篇5
这一结论是国家社会科学基金重大项目“调整国民收入分配格局，缩小收入分配差距政策研究”的阶段性成果。
研究者对1978年-20十几个大行业的人均实际工资的概率分布形态进行了研究，结果表明，中国收入分配的格局已经从“单峰”分布向“双峰”转变，即从大多数人的收入分布在平均收入水平附近，转变到一部分人集中在较高的收入水平，另外一部分人集中在较低的收入水平附近，并且形成了稳定的格局。
数据显示，1978年，国家统计局划分的16个大行业中，工资收入最高的“电力、煤气及水的生产和供应业”与最低的“社会服务业”人均工资之比仅为2.17倍;年，全国大行业中工资收入最高的“信息传输、计算机服务和软件业”与最低的“农业”人均工资之比高达4.69倍，全国这一比值最大的省份已经接近6倍。
收入差距曾一度缩小
对数据的分析发现，以1993年为界，中国各行业的收入分配在此前后出现了明显不同的特点。
在1978年到1992年间，行业工资分布主要有两个特点：一方面十几个大行业的实际平均工资始终呈现出“单峰”分布的格局，行业收入分配没有发生两极分化;另一方面，在上世纪80年代中前期，行业工资收入的集中程度显著提高，行业间的收入差距反而有一定的缩小。
顾严表示，主要原因是当时正是我国改革重点向城镇转移之际，进入全面改革的阶段，各行业的积极性得以更加充分地发挥，各行业的实际工资收入增长提速，行业间收入差距出现一定程度的缩小。
具体到各个行业来看，“电力、煤气及水的生产和供应业”、“地质勘查业、水利管理业”、“建筑业”三个大行业在1979-1982年间稳居行业平均工资排名前三位，这三个行业的工资增长率也位居前列。
进入上世纪80年代中期以后，这些行业工资增速的相对位次发生了下降;原先工资水平较低的“房地产业”、“社会服务业”、“卫生体育和社会福利业”、“教育、文化艺术及广播、电影、电视业”等行业实现了工资水平的加速上涨，
而前述工资水平排在前三位的行业工资增长率12%-13%，但其增长率排名仅为倒数第六、倒数第三和倒数第二;1979年工资排名居倒数第一、倒数第四和倒数第三位的“社会服务业”、“卫生体育和社会福利业”和“教育、文化艺术及广播、电影、电视业”，实现了16%、24%和15%的名义工资年均增长，增长率分居第三、第一和第二位。
这一趋势一直延续到上世纪90年代后期，从起，行业工资收入差距拉大。
两极分化趋势加强
顾严表示，从各个行业的发展情况看，“金融保险业”、“房地产业”、“科学研究和综合技术服务业”等新兴行业的工资水平迅猛提升，在上世纪90年代初期起到了缩小行业差距的作用。
但是，这些行业在工资收入跃居各行业领先水平以后，保持了持续的快速增长，从上世纪90年代中期开始成为了行业收入差距拉大的主要 动力源 (行情 )。“电力、煤气及水的生产和供应业”工资增速的上涨加剧了行业差距的扩大。
顾严表示，更值得关注的是，20以后，行业收入分配出现了两极分化的趋势， 年以来，工资收入排名前4位的“信息传输、计算机服务和软件业”、“金融业”、“科学研究、技术服务和地质勘查业”、“电力、燃气及水的生产和供应业”分别实现了12%、20%、15%、和16%的年均工资增长;除工资收入第一位的“信息传输、计算机服务和软件业”以外，其他三个高收入行业的工资增长率显著高于各行业平均水平。
而收入水平位于倒数第一位的“农林牧渔业”仅实现了9%的工资年均增长，排名倒数二、三位的“住宿和餐饮业”、“建筑业”工资年均增长率不及12%。
到2006年，两极分化的趋势进一步更强了，顾严表示，尤其是在平均实际工资8000-1万元(2006年名义工资3万至4万元)左右的位置，出现了一个收入较为集中的“矮峰”，很有可能成为加剧行业收入两极分化的重要力量。
工资差距 篇6
广东省发展研究中心社会发展研究所副所长韦祖松博士认为,民工的优势在于很多工厂请不到工人,出现了“民工荒”,而大学生的情况却刚好相反,是大学生过剩、就业机会有限。
“在这样的情况下,大学生和民工的工资距离逐渐缩小是自然的现象。大学生的工资现在虽然只比民工高一点,但他们由于素质较高,做的一般是白领的办公室工作,比民工的工作舒服多了。若要大学生去流水线上工作,他们也不愿意,因此,大学生没有什么好埋怨的,应该接受现实。”
广州美术学院教授、广东省前政协委员李公明也说,这种现象的确令人担忧,近两年,大学生毕业后的工资的确很低,而因为这样,从农村来的学生源有减少的迹象,每年的报考人数也在减少,他们都认为读大学不划算。
反思高等教育正是时候
李公明认为,现在是时候对中国高等教育的办学、培养人才模式以及教学内容实用性……提出更大的质疑:“目前的情况让我们反思高等教育到底出现什么问题,并也让我们意识到过去的扩招、所有技术学院升格为大学的模式,是非常不适应我们社会发展需要的……现在应该更重视中等以上的专科技术教育。一个好的技术人员,肯定比一个什么都不懂的大学生得到更好的待遇。”
李公明认为,大学生对社会稳定造成的威胁,目前还看不出来,但他认为,大学生心理上的压力肯定是有的,近日又有大学生自杀的新闻,而这压力当局若不处理妥当,可能成为较大规模的社会问题。
汇率对我国工资差距的影响分析研究 篇7
1 理论说明
传统的国际贸易理论考虑理论本身的复杂性, 在国际贸易中是通常不考虑货币兑换问题的, 因此汇率波动对工资差距的影响往往在理论研究中被忽略了。但是, 如果将传统贸易理论的假设前提放松, 考虑国际经济交往中货币兑换问题的重要性, 就必须将汇率问题引入国际贸易理论的研究。本文通过引入Campa和Goldberg (1998) [1]汇率和劳动力市场理论模型用来说明汇率对工人工资差距的影响。
假定生产者的未知变量为国内和国外市场的总需求, 用y和y*表示, 汇率e, 为间接标价法下的本国汇率。生产中使用三个要素:国内劳动力L, 国内资本和其他国内投入Z, 国外资本和其他国外投入Z*, w、s和es*表示相应的生产要素价格。本文研究的重点是国内劳动力这一要素投入随着因微小成本的调整而变化, 为简单起见, 假定劳动力只同质的, 资本和外部投入可以在无任何额外费用的情况下于短期内调整。
1.1 汇率与劳动需求
t时期行业的Cobb一Douglas生产函数为:
其中, α, β、1-α-β分别为要素Lt, Z*t, Zt对产出的贡献率, 并且
t时期该业面对的国、内外需求曲线为:
其中, η和η*是行业面对的国内外需求弹性, a (y, e) 和a* (y*, e) 表示实际收入和汇率对本国产品价格的影响。其中汇率导致相对国外竞争者而言的本国产品价格的变化而影响需求, 同时也会影响国内企业的剩余需求。
调整行业劳动力投入的成本简化假定为二次方的:
其中参数b反映劳动力水平调整的成本系数。
则t时期i行业利润最大化的条件为:
汇率因素对最优劳动力需求的影响通过三个渠道, 分别为行业进口出口和进口投入品使用。在出口过程中汇率波动通过影响出口商品价格的变化来影响出口数量, 从而影响出口部门的劳动需求工资水平;在制成品进口环节中汇率波动通过影响进口制成品和国产制成品的相对价格间接影响进口, 从而影响国内进口部门和进口替代部门的劳动需求及工资水平;而在投入品进口时汇率波动通过影响进口投入品和国内劳动力的相对价格影响生产成本, 影响本国进口替代部门的劳动需求和工资水平。从而得出劳动力需求弹性与汇率的关系式为:
其中Xt、Mt分别表示t时期出口额和进口额, at表示t时期的进口投入。η-1和η*-1是考虑了汇率的国内和国外价格弹性。对于垄断竞争市场, 汇率的国内价格弹性与进入国内市场的进口成正比, 即ηp, e∝kMt, 而汇率的国外价格弹性与外国市场渗透度成正比。而且得出以下结论: (1) 国外产品更大的国内市场渗透率提高了劳动力需求对汇率的敏感性; (2) 出口导向性更高的行业提高了其劳动力需求对汇率的敏感性; (3) 对进口投入品依赖性大, 降低了劳动力需求; (4) 汇率对劳动力需求影响强的行业, 企业具有工资的定价权, 当K值大而需求弹性低时更为明显, 同样的, 如果外国企业在当地拥有定价权时, 劳动力需求对汇率非常敏感; (5) 生产者需求弹性越高, 则在同行业中的成本越低, 劳动力需求对汇率越敏感。
联立以上各式最优的劳动力需求可简化为:
汇率对就业的冲击不仅取决于当前的汇率冲击, 还取决于往期和预期的汇率给带来的变化, 于是可以得出最优劳动力需求的简化表达式为:
1.2 汇率与劳动供给
根据劳动市场的基本原理, 劳动力供给为工资的增函数和收入的减函数, 供给弹性取决于工人的喜好和技能特点, 因此t时期行业的劳动供给函数为:
1.3 汇率与均衡工资
结合 (8) 和 (9) 式, 劳动市场均衡时的工资为:
通过Campa和Goldberg的推导我们可以了解汇率冲击对均衡工资产生的影响。具体来说: (1) 较高的劳动力供给弹性的行业有较小的工资调整; (2) 较高劳动力需求弹性的行业, 冲击对工资水平影响较小; (3) 有较小产品需求弹性的行业有更加敏感的工资水平; (4) 汇率对工资水平的影响增加了出口和国内进口市场的渗透率; (5) 汇率对工资的影响程度与进口投入品有一定的关系。本文认为若将定义为熟练工人与非熟练工人工资之差, 则以上结论就可以用来说明汇率冲击对工资差距的影响。
2 实证分析
Feenstra and Hanson (1999) [2]在研究美国1979~1990年工薪差距扩大的原因时采用了估计产业内高技能工人相对需求变化的方法建立回归模型。Feenstra and Hanson认为在高技能工人和低技能工人的相对供给量固定不变的情况下, 工资差距的变化主要取决于对这两类生产要素的需求, 即只要估计出高技能工人相对于低技能工人的相对需求的变化, 就可推知工资差距的变化。其基本思路简述如下:
假定某企业生产商品i需要投入三种要素:资本Ki、高技能工人Hi和低技能工人Li。企业的生产函数为:Yi=fi (Ki, Hi, Li, Zi) , 其中Zi表示影响产量的外生变量, 例如商品价格、技术进步、企业行为、汇率等因素。
假设资本存量在短期内是既定的, 即, 则企业短期内的最优决策是通过选择劳动力组合使得总成本最小。企业的成本函数为:。将成本函数进行对数型的泰勒二次展开在进行偏导可以得到下式:
其中是企业i支付给高技能工人的工资占总劳动成本的比重。在高、低技能工人相对工资不变的情况下, SHi的增加即意味着高技能工人相对需求的增加, 因此可以用该变量来反映企业i对高技能工人相对需求的变化。上式中第二项反映的是企业i支付给两类工人的工资水平。其中的X指的是企业劳动力决策时的前定变量 (资本Ki和产量Yi) 和外生变量 (Zi) 。将上式进行差分, 可得:
本文对于外生变量Z主要考虑汇率变化 (e) , 那么上式就可以写为:
中国是一个低技能劳动丰裕的国家, 高技能劳动的工资收入在总劳动成本中比重很小, 选取SHi作为被解释变量是不恰当的。我国统计口径中没有低技能劳动的统计, 然而我国的低技能劳动主要集中分布在劳动密集型产业, 所以用劳动密集型行业平均工资与其他行业的平均工资的差距 (wlt-wot) 作为衡量工资差距的替代变量, 同时将资本投入用相对水平来表示, 并将上式写为对数形式, 即为本文所采用的基本回归方程:
本文选取35个代表性的工业行业且按照李瑞琴 (2011) [3]的行业密集度的划分方法进行行业分类。具体行业名称及序号如下 (表1) :
各个行业的平均工资均可由《中国劳动统计年鉴》的分行业平均工资计算整理获得;根据数据的可得性, 资本用固定资产净值来表示, 产出规模用各行业工业总产值来表示, 数据均来源于各年的《中国统计年鉴》;历年的汇率也来源于《中国统计年鉴》。相关数据整理如表2所示。
所以回归方程为:对回归结果分析, ln Y、ln (K/Y) 和ln E均通过t检验, 具有较好的拟合性。以上回归结果表明:我国工业中劳动密集型行业与其他行业的工资差距与工业总产值、固定资产净值、直接汇率都呈现出显著的负相关关系, 其中汇率因素的影响力最大, 这不仅验证了前面理论分析的结论, 说明汇率冲击对于劳动力市场的均衡产生影响, 而且汇率变化通过劳动需求弹性的变化对于均衡后的工资差距有着显著的作用力。
3 结论与政策建议
本文的结论从收入分配的角度说明了开放政策的重要性, 开放既促进了我国经济的快速增长, 同时随着开放的推进还会改善中国收入不平等日益恶化趋势。这直接关系到中国对外开放政策的制定与评价。就对外开放政策的调整而言, 应从以下几方面入手:第一, 继续保持高度开放的经济政策, 为我国的经济发展提供强大的推动力, 特别注重劳动密集型产业的发展, 缓解我国的就业压力和缩小收入差距。第二, 清醒地认识到我国经济的阶段性水平, 对产业结构的调整不能采取“大跃进”式盲目吹捧, 节能环保新能源新技术产业的投资不能采取一拥而上的方式, 固定资产的投资要统筹规划, 对于传统的工业行业特别是劳动密集型制造业的进一步发展提高不可掉以轻心, 应在今后的过程中加大科研投入, 提高管理水平, 在市场经济环境中实现可持续的长远发展。第三, 保持独立自主的汇率政策, 对于汇率的调整要求做到稳定可预期, 要照顾到我国出口导向型而内需相对不足的经济发展模式, 尽量把汇率变动对我国经济发展的负面影响降到最低。
对以上数据使用eviews5软件进行回归分析的结果如表3所示。
注:***表示在1%水平上显著, **表示在5%水平上显著。LNK代表ln (K/Y) ;被解释变量为lnW中表示其他行业平均工资减劳动密集型行业平均工资的差 (wlt-wot) 。
参考文献
[1]Jose Manuel Campa and Linda S.Goldberg.Employmentversus Wage Adjustment and The U.S.Dollar[J].NBERWorking Paper series, 1998.
[2]Feenstra and Hanson.Productivity measurement andthe impact of trade and technology on wages:estimatesfor the U.S.1972～1990[J].Quarterly Journal ofEconomics, 1999, 114 (3) .
工资差距 篇8
关键词：最低工资,失业率,劳动市场
最低工资制度产生于19世纪的新西兰和澳大利亚。该制度是保障劳动者基本的生活需要, 确保劳动力市场上劳动供给稳定的“稳定器”。在学术界关于最低工资政策一直存在相关的争论, 部分学者反对最低工资政策, 认为最低工资的提高会增加劳动力市场的失业量, 相反也有学者认为提高最低工资并非会导致失业量的增加。因此, 最低工资对劳动力市场产生怎样的影响以及各地区间存在怎样的差距是本文研究的主要问题。
一、最低工资制度的相关研究
美国学者David Card和Alan B.Krueger[1] (1994) 在最低工资以外决定雇佣的要因同质化前提下 (如季节性需求变化) , 从1992年2-3月开始至1992年11-12月, 对两州快餐店的地域间雇佣变化情况进行分析, 直接考察劳动力的需求变化情况。他们预期认为最低工资的提高会减少就业率, 提高最低工资的新泽西州快餐店的雇佣成长率应该低于最低工资不变的宾夕法尼亚州快餐店雇佣成长率。但是, 结果显示最低工资从4.25美元提高到5.05美元的新泽西州快餐店的就业率从20.44%提高到21.03%, 而最低工资保持4.25美元不变的宾夕法尼亚州快餐店就业率从原来的23.33%下降到21.17%。David Card和Alan B.Krueger的研究指出最低工资的提高不但没有提高失业率, 反而增加了就业, 同时还指出年轻劳动者的失业人数并没有增加。Agenor和Aizenman[2] (1999) 认为引入最低工资会刺激劳动者增加劳动供给, 降低低工资劳动者怠工情绪, 从而减少厂商的生产成本, 降低工资支付额, 实现总失业率减少。然而Fraja[3] (1999) 认为最低工资水平的提高并不一定会导致失业产生, 雇主可以通过人力资本投资或者固定资本投资抵消最低工资提高所带来的损失。
日本对最低工资的最新研究是川口大司和森裕子[4] (2009) 以日本过去的最低工资研究成果为理论基础, 考察最低工资是否是解决贫困的政策, 从劳动者视角实证分析最低工资的上升是否会减少就业的问题。结果显示青年·高龄者、女性、初中·高中毕业、批发·零售业、餐饮业等的最低工资劳动者比率较高, 而且最低工资劳动者并不一定属于低收入者;最低工资上升导致男性劳动者和中年已婚女性的就业率具有下降趋势;最低工资上升对青年层劳动者的工作意愿产生激励作用。此外, Stigler[5] (1946) 和Bazen S[6] (1997) 、Neumark D[7] (2000) 等认为提高最低工资会提高企业的生产成本, 从而减少雇佣劳动者的数量。因此, 在劳动力市场中最低工资高于市场均衡工资会减少劳动力需求量, 从而降低就业率。
我国实行最低工资制度的时间较短、起步较晚, 并没有实行统一的最低工资标准, 而是授权于各个省市、自治区人民政府, 根据其区情制订相应的标准。因此, 相关的研究数据难以获得, 导致我国学者对于最低工资制度的研究多数停留在定性理论层面, 缺乏深入的实证研究。
二、最低工资制度的经济学分析
对最低工资制度争议的原因是其所产生的影响。实际上, 对最低工资制度并不能笼统地评价, 必须要结合劳动市场的具体情况进行分析。那么, 政府实行最低工资制度将对失业和资源配置产生什么样的影响呢?
如图1所示, 在完全竞争条件下, 劳动力供给曲线S与劳动力需求曲线D达到均衡时, 均衡工资为W0, 均衡就业量为Q0。政府为了保障劳动者的生产和发展, 干预劳动力市场, 规定高于W0的最低工资水平Wn。由于最低工资水平的制定, 雇主为了追求利润最大化, 从而减少雇佣 (Q0-Q1) 数量的劳动者。同时, 在劳动力市场上, 一些工人愿意在工资水平高于W0低于Wn的工资水平下参与劳动生产, 因此劳动力供给量增加到Q2。但是, 由于最低工资制度的实施导致资源配置效率的降低, 形成了 (Q2-Q1) 的失业人群, 最低工资制度最终导致了失业量的增加。
如图2所示, 在我国的劳动力市场中, 相对稀缺的劳动力供给曲线S1比较陡峭, 劳动供给弹性小, 而相对丰富的劳动力供给曲线S2则比较平坦, 劳动供给弹性大。在相同的最低工资水平下, 相对稀缺的劳动力, 其劳动供给曲线相对陡峭, 会产生 (Q2-Q1) 的失业量, 相反相对丰富的劳动力, 其劳动供给曲线相对平坦, 从而产生 (Q3-Q1) 的失业量。 (Q3-Q1) 的失业量明显大于 (Q2-Q1) 的失业量, 劳动力供给曲线的弹性造成最低工资的影响差异。
如图3所示, 在劳动力供给稳定的前提下, 劳动需求量由劳动需求曲线决定。我国快速的经济发展速度会引起劳动力市场中劳动力需求量的变化, 需求曲线的变化会改变最低工资的影响。在最低工资Wn以下, 劳动市场产生 (Q2-Q1) 的失业人员。但是, 随着经济的快速发展, 社会对劳动需求量的增加, 劳动需求曲线D1向右移动至D2。在Wn的最低工资水平下, 形成新的劳动需求量Q3。由于增加了 (Q3-Q1) 的劳动量, 最低工资增加了就业, 减少了失业量的产生。
综上分析, 我们可以看出最低工资水平设定过高会导致失业量的增加;相反, 最低工资水平设定过低会损害劳动者的合法权益。同时, 在不同的劳动力供给与需求曲线下, 最低工资对劳动力市场的影响也是有着明显的差异。因此, 最低工资标准多少为适宜还需要进一步分析和探讨。
三、最低工资效果的实证分析
(一) 我国最低工资水平的变动趋势
如图4所示, 最低工资与同期平均工资进行比较, 考察最低工资水平的相对变动趋势。1996-2009年随着我国经济的快速发展, 全国平均最低工资水平和全国平均工资水平不断提高, 但是平均最低工资与平均工资的比率显示出不断下降的趋势, 说明最低工资的增长速度远远低于平均工资的增长速度, 低收入劳动者的工资水平远远低于其他收入阶层, 使得劳动者与其他收入阶层的收入差距扩大, 经济发展成果并没有惠及到低收入劳动者群体。
(二) 数据来源
1.数据来源。
本文所使用的最低工资数据来源于中国劳动网和百度文库。由于西藏是2004年开始实施最低工资制度, 西藏的最低工资数据收集的不完整而被剔除。居民消费价格指数 (CPI) 、国内生产总值 (GDP) 、职工年平均工资水平、失业率均来源于国家统计局发布的各年《中国统计年鉴》的数据。
2.变量定义。
定义失业率 (Q) 时, 本文采用国家统计局发布的城镇居民登记失业率为标准。
定义最低工资 (MV) 时, 我国政府并没有规定统一的最低工资标准, 各省市、自治区根据自身的经济发展水平规定了多个档次的最低工资标准, 本文采用各省市、自治区最高档次的最低工资标准, 同时对于所有的名义最低工资进行调整后, 取对数减少变量数据的波动性。
定义居民消费价格指数 (CPI) 和国内生产总值 (GDP) 时, 均采用国家统计局发布的数据, 而CPI以城市居民消费价格为标准。
(三) 构建模型
在一般情况下, 最低工资标准的确定是根据名义工资规定的, 但是名义工资受到价格水平的波动 (例如通货膨胀使工资水平下降) 和经济发展水平的影响, 因此也会影响最低工资的实际价值。若要研究最低工资对劳动市场的影响, 需要以下假设条件:
假设1:最低工资受到CPI和GDP的影响
假设2:CPI和最低工资的上升会增加失业率
假设3:GDP的增长能降低失业率
在三个假设前提下, 构建回归模型, 其模型表达式为:Q=F (MV, CPI, GDP) (1)
(四) 最低工资效果的定量分析
1.经济发展水平与各省最低工资水平的聚类比较。
本文以国家统计局发布的国内生产总值数据, 使用SPSS软件的系统聚类方法对各省市、自治区进行聚类, 如表1所示。
本文以各省最低工资标准进行了聚类, 如表2所示。结合表1和表2可以看出, 实施较高水平的最低工资标准的天津和新疆是属于欠发达地区, 而较发达地区的辽宁、河南、湖北、湖南等实施的最低工资标准属于偏低水平。
2.各省份最低工资效果。
我国各省最低工资制度的实施起步较晚, 而且受统计数据的制约, 因此考察省市、自治区最低工资对失业率的影响时, 运用时间序列方法估计模型很容易产生偏差。本文使用Eviews6.0软件将1996-2009年全国30个省市和自治区的面板数据估计方法进行分析, 但是对模型进行估计之前, 为了避免数据不平稳而导致的伪回归现象的出现, 本文将采用Commom root-Levin, Lin, Chu检验方法对变量进行单位根检验考察变量是否平稳。
表3所示, 各变量进行Commom root-Levin, Lin&Chu检验结果发现, 伴随概率P值均小于0.05水平, 因此各变量均拒绝存在单位根的原假设, 即各变量均不存在单位根, 各变量数据具有平稳性。在进行变量平稳性检验得出变量均为平稳后, 要选择估计模型的类型。在随机效应模型估计结果下, 计算的Hausman检验的检验统计量为11.6714, 伴随概率为0.0086。因此, 模型拒绝固定效应模型与随机效应模型不存在系统差异的原假设, 即本文选择固定效应模型进行估计。
表4所示, 江苏的最低工资标准对失业率显著正相关, 而GDP对失业率显著负相关, 山东和广东则不显著。江苏省的最低工资标准制定的太高, 已经影响到劳动力供给量, 而山东和广东的最低工资标准过低, 损害了劳动者权益, 因此两省可以适当提高标准。
注:表内各变量的系数中, 括号内的数值表示t统计量, ***表示0.01水平下的显著, **表示0.05水平下的显著, *表示0.1水平下显著。
表5所示, 较发达地区的各省的最低工资对失业率均不显著, 辽宁、河南、湖北、湖南、四川等经济较发达地区的最低工资过于偏低, 因此最低工资对失业率表现出不显著。表6所示, 天津最低工资对失业率显著正相关, 说明以天津的经济发展水平, 最低工资标准制定的过高。甘肃的最低工资也对失业率显著正相关, 但是欠发达的甘肃最低工资标准属于表2中的第五类, 说明甘肃应该适当降低最低工资标准, 刺激劳动者增加劳动供给, 而其余省份的最低工资对失业率均不显著。由于天津和甘肃以外的其他省份的最低工资标准制定的过低, 而损害了劳动者合法权益。
注:表内各变量的系数中, 括号内的数值表示t统计量, ***表示0.01水平下的显著, **表示0.05水平下的显著, *表示0.1水平下显著。
按照国际上通用的社会平均工资法, 月最低工资以月平均工资的40%-60%为标准。本文以各省市、自治区的月平均工资的30%和40%作为最低工资变量, 采用上述相同的固定效应模型的方法进行回归, 回归结果显示在月平均工资30%的最低工资变量条件下, 天津、吉林、浙江的最低工资标准对失业率具有显著正影响, 而其他省份则表现出不相关;月平均工资40%的最低工资变量条件下, 除了北京、陕西、上海、山东、宁夏、新疆等省份外, 其他省份的最低工资标准对失业率具有显著的正影响。
注:表内各变量的系数中, 括号内的数值表示t统计量, ***表示0.01水平下的显著, **表示0.05水平下的显著, *表示0.1水平下显著。
四、结论和政策
本文通过最低工资理论, 在三个假设条件下, 构建了最低工资与失业率的关系模型, 通过固定效应模型估计分析最低工资标准对失业率的影响。通过定量分析得出以下结论:
第一, 从各省市、自治区来看, 绝大部分的最低工资标准也没有对失业率产生显著影响, 若各省份的最低工资标准若能维持在月平均工资的30%左右, 既能保障劳动者的基本生活需要, 同时还能降低劳动力市场的失业率。
第二, 在控制其他因素时, GDP在部分省份地区表现出负相关关系, 而大部分省份表现出不相关, 说明我国的经济发展侧重于GDP的增长量, 没有切实做到GDP的增长拉动就业。
第三, 辽宁、浙江、福建、海南的CPI对失业率具有显著的负相关关系, 即随着CPI的上涨失业率将会下降, 这与菲利普斯曲线理论正好吻合, 而其他省份的CPI对失业率没有表现出相关关系。
本文通过定量分析的方法得出目前我国的最低工资标准对失业率并没有显著的影响作用, 对此提出相关的建议: (1) 提高立法层次, 统一最低工资标准。政府应该尽快将保障劳动者生存权益的最低工资制度纳入宪法当中, 制定《最低工资法》及相关的处罚制度;同时, 应建立全国统一的最低工资标准, 根据经济发展水平适当提高最低工资水平, 确保劳动者及其家庭的基本生活。 (2) 大力宣传最低工资制度, 加强监督管理制度。劳动部门应当加大对最低工资制度的宣传力度, 提高我国劳动者的维权意识, 使广大劳动者运用法律维护自身合法权益;同时, 应当对最低工资制度的实施过程进行定期检查其落实情况, 严厉查处以各种名义压缩工资和变相违规行为, 加强群众监督机制。
参考文献
[1]David Card and Alan B.Krueger.Minimum Wa-ges and Employment:A Case Study of the Fast-Food Industry in New Jersey and Pennsylvania[J].The American Economic Review, 1994, 84 (4) :772-793.
[2]Agenor P R, Aizenman J.Macroeconomic ad-justment with segmented labor markets[J].Journal of Development Economics, 1999, 58 (2) :277-296.
[3]Fraja G. (de) .Minimum Wage Legislation, pro-ductivity and employment Economics, 1999, 66 (264) :473-488.
[4]Daiji Kawaguchi and Yuko Mori.“Is Minimum Wage an Effective Anti-Poverty Policy in Ja-pan?”.RIETI Discussion Paper Series (2009) , 09-E-032.
[5]Stigler, G.The Economics of Minimum Wage Legislation[J].American Economic Review, 1946, 36:358-365.
[6]Bazen S.and Skourias N.Is there a Negative Effect of Minimum Wages on Youth Employment in France, European Economic Review, 1997, 41:723-732.
[7]Neumark D.and Wascher W.Minimum Wages and Employment:A Case Study of the Fast-food Industry in New Jersey and Pennsylvania:Comment[J].American Economic Review, 2000, 90:1362-1396.
[8]安部由起子, 玉田桂子.最低工资和生活保障的地域间差异考察[J].日本劳动研究杂志, 2007.
[9]驹村康平.工作中边缘层的穷人和生活保障制度改革动向[J].日本劳动研究杂志, 2007 (563) :48-60.
[10]George J.Stigler.The Economics of Minimum Wage Legislation[J].The American Economic Review, 1946, 36 (3) :358-365.
工资差距 篇9
我国贫富差距明显, 近年来, 我国的基尼系数一直处在高位徘徊状态, 在0.47~0.49之间波动, 高于联合国认定的0.4的收入分配差距的“警戒线”。2008年金融危机以来, 全球非常关注贫富差距现象, 收入差距过大会引起国内消费不足, 受全球经济复苏低迷和欧洲债务危机的影响, 我国近几年经济增长缓慢, 当前过大的收入差距的研究对于我国机会均等的制度和政策的实施, 以及社会的稳定和经济的可持续发展有重要的意义。
自1982年以来, 跨国公司成长非常迅速, 跨国公司的海外投资在世界经济中发挥着比贸易更大的作用, FDI弥补了东道国资本的不足, 矫正了扭曲的要素资源配置, 作为外部动力源泉, 牵引了农业剩余劳动力向具有比较优势的劳动密集型产业转移, FDI把中国潜在的比较优势转换为现实的比较优势。流入我国的FDI在2014年首次超过美国成为全球最大的FDI流入国。随着央企负责人薪酬和履职待遇改革方案的通过, 人们不仅关注行业间工资差距, 同时尤为关注行业内工资差距。因此从行业内角度来思考FDI对高低技能劳动力工资差距的影响, 具有重要的现实意义。
外商直接投资对工资影响的研究经历从最直观的由宏观到微观的的研究过程, 对于外商直接投资对东道国工资不平等性的研究也主要从国家、地区、行业间、行业内展开。
随着国际投资的不断发展, 依附论的广泛运用, 发达国家和发展中国家开始探讨外商直接投资对两国工资水平的影响。Glass和Saggi (1999) 分析认为, 外商直接投资的流入会加大东道国对高技能劳动力的需求, 带动劳动力市场整体工资水平的上涨, 但是本地工人工资上涨的压力与本地企业追求利润最大化的目的相矛盾, 因为企业的利润将会由于生产成本的提高而降低, 因此本地企业的竞争力将会下降, 为了保住市场, 本地企业雇佣的劳动力面临着更高的失业风险, 失业率的增加必然会扩大国家的收入不平等。Nafziger (1997) 和Salvatore (1998) 分析了拉美和东欧国家的市场状况, 得出外国直接投资会凭借自身经济和政治的优势对东道国的政府和工会施压, 以降低工资、削减福利来实现利益最大化, 严重损害了中低阶层的利益, 加大了国家的收入不平等。
随着外商直接投资的流入, 经济的发展, 发展中国家贫富差距不断扩大, 经济学者开始探讨外商直接投资东道国区位选择和工资差距之间的关系。方芳 (2007) 使用1999年~2004年中国29 个省、直辖市、自治区的年度数据, 研究了FDI对工资差距的影响, 她认为研究阶段FDI的区位不均衡分布, 以及经济发展中的其他因素扩大了工资差距, 但是随着FDI促进经济的发展和劳动力收入的提高, 根据倒U曲线的结论, 工资差距一定会缩小。Zongyi Zhang和Aying Liu (2001) 用基尼系数分析了地区收入状况, 得出外资的进入使得整体上东中西部地区工资差距在扩大, 而在东、中、西部地区内部, 工资差距在减小。宣烨、赵曙东 (2005) 建立了一个要素价格函数模型, 孙楚仁、文娟和朱钟棣 (2008) 建立了一个面板数据变截距模型, 通过回归分析得出外国直接投资扩大了地区间工资差距。
为了促进国民经济健康发展, 促进产业结构更加优化合理, 经济学家将注意力集中在了行业经济的发展与外商直接投资的关系, 以及外商直接投资对行业工资差距的影响上。任重、周云波 (2009) 利用非参数估计, 发现垄断是形成行业收入差距的主要原因。与此同时, 还发现外商直接投资比重与行业平均工资也呈显著正相关。在2004年前FDI参与程度对行业收入差距有缩小作用, 而2004之后外资的进入拉大了行业收入差距。包群、邵敏 (2010) 将熟练与非熟练劳动力的相对供给纳入方程, 与工资不平等方程一起构成了一个两方程联立模型, 采用36 个工业行业1999年2006 年的数据进行了估计, 结果表明, 外资进入提高外企对熟练劳动力的相对需求, 从而提高了熟练劳动力的相对工资, 扩大了工业行业的收入不平等情况。
随着工资差距研究的进一步深入, 对于高低技能劳动力工资差距的研究逐渐较多, 外商直接投资对高低技能劳动力工资差距的影响成为研究的重点。Driffield (2000) 采用英国101个行业的面板数据, 发现外商直接投资带来的技术外溢拉大了技术工人与非技术工人的工资差距。苏丽丽 (2010) 运用工业企业科技活动人员劳务费和从业人员总报酬, 来计算工资差距替代变量, FDI每增加1%, 劳动密集型行业内工资差距缩小0.234, 资本密集型行业内工资差距扩大0.221, 得出技术差距与工资外溢方向变动, 技术差距越大, 工资外溢越小。
外商直接投资对工资差距的影响主要通过对高技能劳动力的相对需求、外资企业的技术溢出等途径实现的。国内研究多集中在工业行业细分行业, 而对于我国全行业的研究则较少, 同时由于缺乏直接的数据支持, 多使用基尼系数、泰尔指数等以及科技活动人员劳务费进行替代来研究工业行业细分行业的行业内高低技能劳动力工资差距, 而本文运用岗位数据来作为工资差距的替代变量, 分析我国全行业行业内工资差距, 数据更直接, 能够得到更好的研究结果。
二、行业内工资差距与FDI行业流入的经验分析
1.行业内工资差距状况
从一个崭新的角度, 行业内不同岗位工资之比, 来看待我国的工资差距, 显示出政府越来越关注民生, 越来越正视我国的收入不平衡状态, 逐步缩小我国工资差距的决心。中国的行业内工资差距非常明显, 本文根据单位负责人, 专业技术人员, 办事人员和有关人员, 商业、服务业人员, 生产、运输设备操作人员及有关人员的指标解释, 以及高低技能劳动力的分类, 从岗位与高低技术的关联程度以及各岗位在公司中的人员比例角度考虑, 用专业技术人员与生产、运输设备操作人员及有关人员的年平均工资之比来替代工资差距。分析发现租赁和商务服务业工资差距最大, 为2.4854, 其次是文化、体育和娱乐业, 工资差距为2.1234, 信息传输、软件和信息技术服务业, 工资差距为2.112。建筑业工资差距最小为1.2388, 其次是卫生和社会工作, 工资差距为1.2829, 住宿和餐饮业, 工资差距为1.2894。
2.行业FDI流入状况
FDI流入也主要集中在租赁和商务服务业、采矿业、批发和零售业。FDI流入最少的行业主要是卫生和社会工作、教育、住宿和餐饮业。由于我国的具体国情, 以及行业本身的特征, 我国资源蕴藏丰富, 采矿业空前繁荣, 外资企业持续涌入, 以获得廉价的工业原材料。中国的教育主要由国家主导, 大学与政府的关系十分复杂, 而教育培训行业国内竞争激烈, 运营混乱, 同时行业发展变化大, 造成投资相对较少。我们发现FDI流入较多的行业工资差距较大, 相反FDI流入较少的行业工资差距也较小。
3.FDI流入影响行业内工资差距的理论机制分析
供求论表明当发达国家对发展中国家进行直接投资时, 将促使非技术密集型产品、技术密集型中间产品由发达国家转移到发展中国家生产, 发达国家专注于生产技术密集型产品, 发达国家的非技术密集型产品在发展中国家的技术水平中也被认定为是技术密集型产品, 转移来的技术密集型中间产品的生产也需要高技能劳动力, 因此对发展中国家的投资提高了对高技能劳动力的相对需求, 从而增加了高技能型劳动力工资水平, 扩大了行业内工资差距。
资本是一国经济发展的重要生产要素, 一国经济的增长主要取决于投入要素的不断增加和要素使用效率的不断提高。FDI的流入使得行业内人均资本增加, 由边际报酬递减规律可知, 行业总产量在增加, 而劳动力不变时, 行业内工人的平均工资将会增加。结合我国的具体国情, 短期内高技能劳动力有限供给, 而低技能劳动力接近于无限供给。对高技能劳动力的需求超过供给时, 必然会推动其工资的上涨。且外资为了企业的长久发展, 会支付高于国内企业的工资以吸引、留住高技能劳动力。同时FDI是国际技术扩散的主要途径, 我国自主创新能力总体还不强, 科学技术一直处在跟踪和追赶状态, FDI的技术溢出, 会引起本国企业对高技能劳动力的增加, 更扩大了高低技能劳动力的工资差距。
本文以Cobb-Douglas生产函数为基础。将资本拆分为国内投资和外国直接投资两部分, 构成扩展的Cobb-Douglas生产函数:Y = A…。且 α、β、γ都大于0小于1, α+β+γ=1, Cobb-Douglas生产函数的规模报酬不变, 其中A为技术, DK、FDI、L分别代表国内投资存量、外国直接投资存量、劳动力数量, α、β、γ分别是DK、FDI、L增长对Y增长的估计弹性。==Aγ…, FDI流入增加时, 将增大, 用高低技能劳动力工资表示工资W, W=·, θln+ln=αlnDK+βlnFDI+ (γ-1) lnL, 由上文的分析可知, 在存在外商直接投资的情况下, 短期内的变化相对较小, 高低技能劳动力的供给也相对固定不变, FDI流入扩大了对高技能劳动力的相对需求。
三、FDI流入与行业内工资差距的实证研究
1.检验方法与说明
采用Eviews7.0计量软件, 由于数据公布的年限较短, 数据较新, 本文运用最小二乘法实证研究FDI流入与行业内工资差距的关系。
2.参数说明
FDI:行业内人均FDI。人均FDI反映了一个行业内要素禀赋的变化, 进而影响到行业发展水平。由上文的理论分析, 我们可以知道其系数应该为正。行业对高技能劳动力的需求。对高技能劳动力的相对需求越大, 工资差距也越大, 相反, 高技能劳动力的需求越小, 工资差距也会相应的下降。行业对高技能劳动力的需求用该年行业雇佣的大专以上劳动力占行业所有劳动力的比值表示。WG:行业内工资差距。本文用行业内专业技术人员与生产、运输设备操作人员及有关人员的相对工资作为行业内工资差距的变量。
3.数据说明
本文的模型分析中, 行业内工资差距数据来自于中国国家统计局最新公布的统计数据, FDI流入数据来自中国统计年鉴, 其中FDI的流入用当年外汇中间价进行折算, 行业对高技能劳动力的需求来自中国劳动统计年鉴。
4.实证分析
根据计量经济学相关理论, 使用Eviews7.0计量分析软件, 采用多元线性回归方程的OLS (普通最小二乘法) 对方程进行了回归估计。
从上面的结果我们可以看到FDI在统计上都是显著的, 都通过了5%显著性检验, 虽然该模型的WG为0.5226, 该模型显示出的变量之间的关系, 对于我们理解实际利用外资对行业内工资差距影响很有意义。FDI对行业内工资差距的影响显著为正, 说明了行业内人均FDI会显著扩大我国行业内工资差距。从上表中我们可以看出, 行业内人均FDI每提高1个百分点会导致行业内工资差距上升0.0612个百分点。行业对高技能劳动力的需求每提高1个百分点会导致行业内工资差距上升0.1786个百分点。主要是外资的大量涌入增加了对高技能劳动力的需求, 同时FDI的技术外溢, 也加大了国内企业对高技能劳动力的需求, 而低技能劳动力的需求相对不变, 使得素质较高的技能工人的工资大大上升, 两者共同扩大了中国行业内工资差距。
四、结论及建议
1.根据上文的分析和实证结果, 本文可以得到如下结论
(1) 行业内工资差距如地区工资差距、行业工资差距一样明显, 各行业FDI流入也存在很大差异, 资本在中国的行业分布都是逐利的。
(2) FDI流入对我国行业内工资差距有正的影响, 随着FDI流入的不断增加, 工资差距不断扩大, 外资企业对高技能劳动力需求较大, 而对低技能劳动力需求较小, 再加之我国有大量低技能的农村剩余劳动力不断向外转移, 低技能劳动力几乎为无限供给, 因此对低技能劳动力的工资水平影响不明显, 从而拉大了行业内工资差距。
(3) 行业对高技能劳动力的需求对工资差距的推动作用很大, 一是我国高技能劳动力供给不足, 二是因为FDI的技术溢出效应, 加大了国内企业对高技术劳动力的需求, 共同作用进一步加大了对高技能劳动力的需求, 促使行业内工资差距不断扩大。
2.为了减少实际利用外资扩大我国行业内工资差距的影响, 本文提出如下建议
(1) 利率市场化, 实现市场在资源配置中的决定性作用。根据宏观经济的整体取向对外资的流入方向进行合理的引导, 促进各行业合理化发展, 优化产业结构, 缓解行业内工资差距过大的影响。
(2) 实际利用外资对于行业内工资差距的影响主要在于外资进入对高技能劳动力的需求超过了国内的供给。而减少FDI流入对行业内工资差距的影响应加大高技术劳动力的供给, 通过加大教育投入、提供专业技能培训, 以及普及科技知识等, 促进大量冗余的非技能劳动力向低技能劳动力和高技能劳动力的转变, 提高国内劳动力的素质, 增加有效劳动力的供给, 以满足现代经济发展的需求。
参考文献
[1]艾洪山, 张亚斌, 亓朋.外商直接投资、国际贸易与工资溢出——基于微观企业层面的实证分析[J].经济评论, 2010, (2) :105~106.
工资差距 篇10
贸易开放对收入分配的影响是国际贸易研究中的一个经久不衰的话题。由赫克歇尔-俄林(H-0)模型和斯托尔帕-萨缪尔森(S-S)定理可知,贸易开放将提高充裕要素密集型商品的相对价格,从而提升国内相对充裕要素的报酬且降低相对稀缺要素的报酬。因此,对于非熟练劳动力相对充裕的发展中国家而言,贸易开放会缩小劳动者的工资差距。然而众多的实证研究表明,无论是发展中国家还是发达国家,其工资差距在贸易开放之后均有着扩大的趋势(Robbins,1996;Feenstra等,1999;Attanasio等,2004)。经济学家们日益意识到,经典贸易理论没有考虑到贸易开放会引致技能偏向型技术进步(Skill-biased Technology Change),因此S-S定理对现实的解释力会大打折扣。Acemoglu(1998,2003)将贸易开放和技术进步的要素偏向性联系起来进行研究并发现,贸易开放会提高技能密集型产品的相对价格,并进一步引致发达国家产生技能偏向型技术进步,而国际技术扩散则将发达国家技能偏向型技术创新转移到发展中国家,从而增加发展中国家熟练劳动力的相对需求并扩大工资差距。Wood(1994)的研究也认为,为了应对来自国外的竞争,发展中国家在贸易开放之后会进行“防御性的技术创新”,这会使技术进步偏向于熟练劳动力并增加熟练劳动力的相对工资水平。Conte和Vivarelli(2010)通过实证研究也发现,贸易开放引致的技能偏向型技术进步的确会增加中低收入国家的工资差距。
近年来,随着贸易规模和经济地位的不断提升,中国贸易开放的国内外影响也日益增强。在此过程中,中国的收入差距也在呈扩大的趋势。因此,对于中国贸易开放和技术进步对于工资差距影响的研究日益增多。Xu和Li(2008)研究了出口贸易对中国工资差距的影响,发现尽管出口贸易对中国工资差距的直接效应为负,但是出口贸易通过使出口企业倾向于采用偏向熟练劳动力的技术,提高了对熟练劳动力的相对需求并扩大工资差距。喻美辞(2008)分析了国际贸易和技术进步各自对行业内工资差距的影响,结果发现国际贸易会引起行业内工资差距的扩大,而技术进步对行业内工资差距的影响是不显著的。邵敏等(2010)通过对中国工业行业工资不平等的变化进行分解,发现中国工业行业的工资差距主要是由行业内变化即技术进步所致,而行业出口密集度的提高会使该行业发生技能偏向型技术进步从而扩大行业内工资差距。陈波等(2013)拓展了“新新贸易理论”的异质性企业模型,利用了中国的工业企业数据进行实证检验,并发现出口贸易会拉大中国企业熟练劳动力和非熟练劳动力的工资差距。
虽然以上研究都取得了很有意义的结论,但是没有充分考虑贸易开放和技术进步的内在联系以及发展中国家的特性。事实上,与发达国家不同,发展中国家技术进步不仅体现在所使用机器平均质量的提高,而且也会表现为机器种类数的增加。为此,本文在Acemoglu(2003)模型的基础上,将以机器相对平均质量提高为特征的内生技术进步替换为以机器种类数增加为特征的内生技术进步,并在实证上将贸易开放、贸易开放引致的技术进步纳入统一的分析框架,分析中国贸易开放及其引致的偏向型技术进步对于制造业工资差距的影响。
二、理论模型
本文在Acemoglu(2003)模型的基础上,借鉴Gancia和Zilibotti(2005)的思路,将以机器数量增加为特征的内生技术进步纳入到模型中,研究贸易开放对发展中国家工资差距的影响。理论分析的基本思路如下:首先在完全竞争的市场环境中建立总消费函数和总产出函数,然后在不考虑技术进步的情况下分析贸易开放对技能密集型产品相对价格和工资差距的影响,最后在考虑技术进步的情况下分析贸易开放对技术进步和工资差距的影响,从而通过对比分析得到贸易开放及其引致的技术进步对于工资差距的影响。
(一)基本假设
假设世界由发达国家和发展中国家组成,其中,发达国家的熟练劳动力相对丰裕且是技术创新的主要发源地,而发展中国家的非熟练劳动力相对丰裕且主要模仿发达国家的技术。每个发展中国家都有熟练劳动力h和非熟练劳动力l,数量分别为H和L,且与它们相匹配的机器种类数分别为Nh和Nl。因为本文假设发展中国家的技术进步主要表现为机器种类数量增加,故Nh/Nl表示技术进步偏向度。若该比值越大,表明技术进步越偏向熟练劳动力。
在发展中国家中,总消费依赖于熟练劳动力密集型产品和非熟练劳动力密集型产品的消费数量。具体可将总消费定义为:
其中,Cl表示非熟练劳动力密集型产品的消费,Ch表示熟练劳动力密集型产品的消费,ε表示这两种产品之间的替代弹性。
发展中国家熟练劳动力密集型产品的产量Yh和非熟练劳动力密集型产品的产量Yl也可分别表示为:
为了便于分析,假设生产两类机器的边际成本都为(1-β)2。由于企业以追求利润最大化为目标,则由式(2)可知熟练劳动力和非熟练劳动力使用机器的价格为1-β。熟练劳动力对相匹配机器的需求xh和非熟练劳动力对相匹配机器的需求xl分别为:
将式(3)代入式(2),可将Yh和Yl改写为:
(二)不考虑技术进步的情况下,贸易开放对发展中国家工资差距的影响
在封闭经济中,国内消费必然等于国内生产,即Cs=Ys,s=l,h。所以,根据式(1)可知,在封闭经济中,熟练劳动力密集型产品的相对价格为:
其中,Pl和Ph分别表示非熟练劳动力密集型产品的价格和熟练劳动力密集型产品的价格,而P表示这两种产品的相对价格。
假设劳动力市场是完全竞争的,那么熟练劳动力和非熟练劳动力的工资分别等于各自的边际产品收益。利用式(4),可得到封闭经济条件下熟练劳动力的相对工资为:
贸易开放后,发展中国家和发达国家的产品市场形成了统一的大市场。根据式(5),贸易开放后熟练劳动力密集型产品的相对价格变为:
其中,HW和LW分别表示世界上熟练劳动力和非熟练劳动力的总人数。由于发展中国家非熟练劳动力相对丰裕,而发达国家的熟练劳动力相对丰裕,发展中国家熟练劳动力的相对供给会低于整个世界熟练劳动力相对供给的平均值,即。利用上述不等式,并结合式(5)和式(7),可以得到如下不等式:
由于1>β>0,据式(6)可得:
结合式(8)和式(9)可见,在不考虑技术进步的情况下,贸易开放后发展中国家非熟练劳动力的相对工资下降了。这是因为发展中国家在贸易开放后出口非熟练劳动力密集型产品并进口熟练劳动力密集型产品,使发展中国家非熟练劳动力密集型产品的相对价格上升,从而直接提高了非熟练劳动力的相对工资并缩小工资差距。
(三)考虑技术进步的情况下,贸易开放对发展中国家工资的影响
发展中国家模仿并制造Ns种机器带来的价值Vs(Ns)满足下述标准的Bellmen方程:
其中,πs(Ns)代表仿制Ns种机器带来的垄断利润,zs代表当前机器被更先进机器替代的概率,而zsVs(Ns)代表可能会失去的垄断利润,表示机器带来的价值波动,s=h,l。据式(3)可知,仿制两类机器的利润分别为:
为了便于分析,如果模仿厂商投入β(1-β)zs/λNs单位的最终产品,假定两类机器的种类数从Ns增加到λNs的概率为zs(Grossman等,1991a,b)。由于厂商可以自由进入模仿活动,所以厂商模仿的收益必然等于模仿的成本,从而有:
在平衡增长路径(BGP)上,有。因此,联立式(10)、式(11)和式(12)可知,在BGP上满足条件:
将式(5)和式(7)代入式(13),可分别得到封闭经济和贸易开放条件下的技术进步偏向度:
已知,利用式(14)和式(15)可得:
据式(6)可得:
结合式(16)和式(17)可知,贸易开放之后,发展中国家会因为模仿国外技术而产生技能偏向型技术进步,并且随着有偏的技术进步,发展中国家内部的工资差距也会不断扩大。
以上模型分析是通过逐步放松假设,分别探讨了贸易开放以及贸易开放引致技能偏向型技术进步对发展中国家工资差距的影响。总结起来可以得到以下两点推论:第一,在贸易开放后,发展中国家会扩大非熟练劳动力密集型产品的出口,增加熟练劳动力密集型产品的进口,从而提高发展中国家非熟练劳动力密集型产品的相对价格,缩小非熟练劳动力与熟练劳动力之间的工资差距;第二,贸易开放会使发展中国家接触到更多先进的技术,发展中国家对技术的模仿会引致技能偏向型的技术进步,从而扩大非熟练劳动力与熟练劳动力之间的工资差距。
三、贸易开放对中国制造业工资差距影响的实证检验
(一)计量分析方程
本文利用Feenstra等(1999)经典的熟练劳动力工资份额方程,构建了如下相对工资差距的计量模型:
其中,下标i和t分别表示制造业的行业和年度;(wH/wL)it代表行业i熟练劳动力和非熟练劳动力的相对工资差距;Openit代表行业i的贸易开放,分别用进出口总额(Tradeit)、出口贸易额(EXit)和进口贸易额(IMit)表示;Techit代表行业i的技术进步,其与贸易开放的交互项代表贸易开放引致的技术进步对工资差距的影响;Xit代表行业特征变量,具体包括行业非国有经济比重(Nonsoeit)、行业产出规模(Yit)和行业资本密集度(Kit/Yit);εit为随机误差项。加上这些行业特征变量的原因在于:第一,行业中的国有经济比重越高,行业的垄断势力也就越大,而垄断是影响工资差距的重要因素(蔡昉等,2005);第二,工资差距还会受到行业产出规模和行业资本密集度的影响(戴魁旱,2001;王中华等,2009)。
在以上计量方程中,β1反映了贸易开放对中国制造业行业工资差距影响的大小;β2是贸易开放和技术进步交互项的系数,反映了贸易开放和技术进步对中国制造业行业工资差距交互影响的大小,如果该交互项系数显著且为正,就意味着随着贸易开放的增加,技术进步越大,工资差距越大,即贸易开放通过引致技能偏向型技术进步从而扩大工资差距。此外,为了降低变量本身的波动性,增加数据的平稳性,减少估计误差,我们对各变量取对数。
(二)变量和数据说明
1. 被解释变量
熟练劳动力和非熟练劳动力的相对工资差距(wH/wL):现有文献一般根据教育程度(是否受过高等教育)和工作性质(是否为生产性工人)来划分熟练劳动力和非熟练劳动力。受限于数据的可得性,本文参考蔡宏波等(2014)的方法,采用中国制造业各细分行业大中型企业科技人员的平均工资与各细分行业的平均工资之比,近似表示中国制造业各细分行业中熟练劳动力和非熟练劳动力的相对工资差距。其中,科技活动人员的从业人数和工资数据来源于《中国科技统计年鉴》,制造业各细分行业的从业人数和平均工资数据来源于《中国劳动统计年鉴》。
2. 解释变量
(1)贸易开放(Open):用制造业各细分行业的进出口总额(Trade)表示。同时,为了更深入地分析进出口总额对工资差距的影响,本文把进出口总额进一步分解为出口贸易额(EX)和进口贸易额(IM)。由于《中国统计年鉴》上的工业行业分类标准(CICC)和联合国的《国际贸易标准分类》(SITC,第3版)不一致,无法直接获得中国制造业各细分行业的进、出口贸易额数据,本文按照盛斌(2002)的方法,将《国际贸易标准分类》(SITC,第3版)下的进、出口贸易数据转化为按CICC行业分类标准的数据;原始的贸易数据再用消费者价格指数①剔除通货膨胀的影响。行业的进、出口贸易数据来源于联合国统计处的COMTRADE数据库;消费者价格指数来源于《中国统计年鉴》。
(2)技术进步(Tech):用制造业各细分行业的R&D支出表示。本文理论模型中用机器种类数的增加表示技术进步,但是机器种类数的增加最后必然表现为R&D支出的增加。中国制造业细分行业的R&D支出包括开发新技术经费、技术引进经费、消化吸收经费、技术改造经费和购买国内技术经费等五项(李小平等,2008)。利用R&D支出平减指数将各行业的名义R&D支出数据转化为实际R&D支出数据②。行业的R&D支出数据来源于《中国科技统计年鉴》;R&D支出平减指数来源于《中国统计年鉴》。
(3)非国有经济比重(Nonsoe):用制造业非国有控股工业企业的工业总产值与行业工业总产值的比值表示。非国有控股工业企业的工业总产值等于行业工业总产值减去国有控股工业企业的工业总产值。行业的工业总产值和国有控股工业企业的工业总产值数据来源于《中国统计年鉴》。
(4)产出规模(Y):用制造业各细分行业的工业总产值表示。具体以1998年为100的工业品出厂价格指数进行平减,从而得到以1998年为基期的实际工业总产值。行业的工业总产值和工业品出厂价格指数数据来源于《中国统计年鉴》。
(5)资本密集度(K/Y):用制造业各细分行业固定资本存量与产出规模的比值表示。参照Chen等(1988)和Jefferson等(1992)的做法,用固定资产净值作为资本投入并按照如下公式进行折算,从而得到以1998年为基期的固定资本存量:
其中,Kit0是行业i在1998年的固定资产净值;ΔKit是行业i在t年固定资产净值的差分;pit是以1998年为100的固定资产投资价格指数。行业的固定资产净值和固定资产投资价格指数数据来源于《中国统计年鉴》。
由于中国制造业各细分行业数据的统计口径在1998年发生变化,为了保证实证检验的有效性,我们选取1998-2012年制造业各细分行业的指标数据。同时,按照中国的工业行业分类标准,中国制造业可细分为30个行业,但是制造业中工艺品及其他制造业以及废弃资源和废旧材料回收加工业的统计数据较少,因此剔除这两个行业;此外,将食品加工业和食品制造业合并为食品加工制造业,于是得到制造业27个细分行业。
(三)实证结果
本文利用1998-2012年制造业面板数据,对贸易开放和中国制造业工资差距之间的关系进行计量检验。同时,为了更深入地考察贸易开放对行业工资差距的影响,本文进一步将制造业27个行业区分为劳动密集型行业和技术密集型行业,并进行分行业检验。此外,由于动态面板数据模型需要在解释变量中加入被解释变量的滞后项,这可能会引起内生性问题,从而用普通最小二乘法和工具变量法等传统估计方法进行估计时就有可能导致参数估计的有偏性和非一致性,于是采用广义矩(GMM)估计方法来克服动态面板数据模型中的内生性问题。广义矩估计方法包括差分GMM和系统GMM两种方法,其中差分广义GMM方法容易出现弱工具变量的问题,而系统GMM方法却可以通过增加新的工具变量提高估计的效率,所以本文采用Blundell和Bond(1998)提出的系统GMM方法。利用stata 12.0软件,我们得到了以下实证结果。
注:列(1)、列(2)、列(3)和列(4)使用进出口贸易总额来衡量行业的贸易开放。各变量回归系数后面括号中的数字是标准误。***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。
1. 对中国整个制造业行业的实证分析结果
表1报告了以全部制造业行业为样本时,贸易开放及其引致的技术进步对中国制造业工资差距的影响。其一,分析表1第(1)列不加入任何控制变量的情况。此时仅考虑贸易开放及其引致的技术进步对中国制造业工资差距的影响,可以发现:贸易开放的估计系数显著为负,表明制造业进出口贸易的发展缩小了行业的工资差距;贸易开放和技术进步交互项的系数显著为正,说明贸易开放引致的技术进步扩大了制造业行业的工资差距。此实证结果与前面的理论分析结论一致,并且也验证了样本期间内中国制造业的对外开放使该行业发生了偏向熟练劳动力的技术进步。其二,分析表1第(2)-(4)列逐步加入控制变量的情况。在逐步加入行业非国有经济比重、行业规模、行业资本密集度这三个行业特征控制变量之后,我们发现:贸易开放估计系数的绝对值有所下降,贸易开放和技术进步交互项的估计系数则有所上升,并且这两个变量的系数符号和显著性水平没有发生实质的变化,由此说明贸易开放及其引致的技术进步对中国制造业行业工资差距的影响是一致的,估计结果具有良好的稳健性。由表1第(4)列完整模型的估计结果可知,贸易开放的估计系数为-0.0757,而贸易开放和技术进步交互项的回归系数为0.0197,且两变量均通过1%水平的显著性检验,由此我们可以计算出贸易开放对行业工资差距的总效应为0.008,说明较之贸易开放本身,贸易开放引致技能偏向型技术进步对中国制造业行业工资差距的边际影响要更大。总的来看,这两个核心变量估计系数的符号及其显著性与理论部分的分析一致,即贸易开放缩小了中国制造业的工资差距,但是贸易开放引致技能偏向型技术进步却拉大了中国制造业的工资差距。由于后者发挥的作用更大,所以中国制造业工资差距呈现出不断扩大的趋势。其三,分析控制变量的情况。非国有经济比重显著为正,这是因为在中国国有企业改制的同时,由于企业产权制度不完善导致分配中熟练劳动力占据主导地位,从而拉大了制造业的工资差距。行业资本密集度对工资差距的影响显著为负。事实上,中国制造业各细分行业的资本密集度呈下降的趋势,这在一定程度上代表着资本节约型的技术进步,这无疑会增加熟练劳动力的相对需求,并由此扩大制造业中的工资差距。行业规模对工资差距的影响显著为负,这是因为处在大规模行业的企业可以利用工作稳定性和升值空间等非工资手段激励熟练劳动力,而小规模行业的企业更多地依靠工资来激励熟练劳动力。此外值得一提的是,相对工资差距的一阶滞后项显著为正,说明中国制造业的工资差距呈现出不断扩大的趋势。
注:各变量回归系数后面括号中的数字是标准误。***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。
为了进一步分析贸易开放对制造业工资差距的影响,以下我们将贸易开放分为出口贸易和进口贸易,分别考察其对制造业工资差距的影响,如表2所示。回归结果表明:其一,较之进口贸易,出口贸易对制造业工资差距的影响更大。出口贸易的估计系数显著为负,意味着伴随出口贸易的迅速发展,中国制造业熟练劳动力和非熟练劳动力之间的工资差距会缩小。同时,进口贸易的估计系数为负但并不显著,说明进口贸易在缩小制造业工资差距上所起的作用比较有限。其二,出口贸易、进口贸易和技术进步交互项的估计系数均显著为正,说明出口贸易和进口贸易都会通过引致技能偏向型技术进步从而拉大行业的工资差距。
2. 对中国制造业分行业的实证分析结果
考虑到行业技术密集度的不同会导致贸易开放对行业工资差距的影响存在差异(单希彦,2014),本文按技术密集度将制造业27个行业分为劳动密集型行业和技术密集型行业③。然后分别对这两种类型的行业进行计量检验,估计结果如表3和表4所示。
注:各变量回归系数后面括号中的数字是标准误。***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。
分析表3的回归结果可以看出:其一,在劳动密集型行业中,贸易开放的估计系数为负但并不显著,这说明贸易开放对缩小中国劳动密集型行业工资差距的作用有限。这主要是由于中国劳动密集型行业的贸易方式以加工贸易为主,而加工贸易具有低增加值率的特征,从而国际贸易的发展并不能明显提高非熟练劳动力的相对工资并缩小工资差距。与之形成鲜明对比的是,在技术密集型行业中,贸易开放对中国制造业工资差距的影响显著为负,说明进出口贸易的发展有利于中国技术密集型行业工资差距的缩小。这主要是因为技术密集型行业的产品生产需要用低成本劳动力优势来弥补技术上的不足(张乃丽和崔小秀,2009),从而增加对非熟练劳动力的相对需求并缩小工资差距。其二,贸易开放和技术进步的交互项对中国劳动密集型行业和技术密集型行业工资差距的影响均显著为正,说明贸易开放引致技能偏向型技术进步,从而扩大劳动密集型行业和技术密集型行业的工资差距。通过对比表4第2列和第3列可以看到:技术密集型行业的贸易开放和技术进步交互项系数大于劳动密集型行业的相应系数,说明贸易引致的偏向型技术对工资差距的扩大效应在技术密集型行业更为明显。主要原因在于,技术密集型行业的研发强度和人力资本密集度比较高,即吸收发达国家所扩散技术的能力较高,从而该行业在中国贸易开放的进程中更容易产生技能偏向型技术进步。其三,在控制变量中,行业非国有经济比重对劳动密集型行业工资差距的影响在5%的水平下显著为正,但对技术密集型行业的影响不显著,主要原因在于劳动密集型行业非国有化程度相对较高。
注:列(1)和列(3)用出口贸易来衡量行业的贸易开放,而列(2)和列(4)用进口贸易来衡量行业的贸易开放。各变量回归系数后面括号中的数字是标准误。***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。
为了进一步分析贸易开放对不同制造业行业工资差距的影响,我们也分别从出口和进口两个层次对贸易开放对工资差距的影响进行了实证分析。从表4的回归结果可以看出:其一,出口贸易和进口贸易对劳动密集型行业工资差距的影响均不显著,说明出口贸易和进口贸易均没有对中国劳动密集型行业的工资差距起到显著的改善作用。这是因为除了低增加值率外,中国劳动密集型行业还具有粗放扩张模式的特征,从而进出口贸易额的增加主要是由于非熟练劳动力数量增加导致的,因此进出口贸易的扩张不会显著影响非熟练劳动力的工资并缩小工资差距。同时,出口贸易对技术密集型行业的工资差距的影响显著为负,而进口贸易的估计系数虽然为负但并不显著,这说明只有出口贸易有利于技术密集型行业工资差距的缩小。其二,出口贸易、进口贸易和技术进步的交互项对劳动密集型行业和技术密集型行业工资的差距仍显著为正,这说明出口、进口贸易都会通过引致技能偏向型技术进步,从而拉大劳动密集型行业和技术密集型行业的工资差距,原因与前面分析相同。
由表1-4的最后三行可知该实证结果是稳健的。表中Sargan检验统计量均不显著,因此不能拒绝工具变量有效性的零假设,说明实证模型的工具变量设定合理,并不存在工具变量的过度识别问题。此外,从Arellano-Bond AR(2)检验结果来看,不能拒绝扰动项不存在二阶序列相关的原假设。总之,这表明整个实证模型的设定是合理的,实证结果也是可信的。
四、结论和政策建议
改革开放以来,中国融入全球经济的脚步越来越快。贸易开放在带来经济增长和就业机会的同时,导致不同熟练程度的劳动力群体之间的工资差距也发生了显著地变化。在此背景下,本文将以机器种类数增加为特征的内生技术进步纳入到Acemoglu(2003)的模型并认为:一方面贸易开放会提高发展中国家非熟练劳动力密集型产品的相对价格,从而降低非熟练劳动力与熟练劳动力之间的工资差距;另一方面贸易开放会使发展中国家产生技能偏向型的技术进步,从而扩大非熟练劳动力与熟练劳动力之间的工资差距。为了验证以上理论结论,本文还利用1998-2012年中国制造业细分行业的面板数据,实证检验了贸易开放及其引致的技术进步对工资差距的影响。实证结果显示:其一,就制造业整体而言,贸易开放缩小了工资差距,而贸易开放引致的技能偏向型技术进步拉大了工资差距,后者起着决定性的作用。其中,出口贸易缩小了工资差距,进口贸易对工资差距影响不明显,而出口贸易和进口贸易引致的技术进步都拉大了工资差距。其二,对于劳动密集型行业而言,贸易开放、出口和进口对工资差距影响不显著,但它们引致的技术进步会拉大工资差距;对于技术密集型行业而言,贸易开放和出口会缩小工资差距,进口对工资差距影响不显著,而这三者引致的技术进步仍然会拉大工资差距。
上述结论暗示我们,在贸易开放程度不断扩大、工资差距日趋严峻的形势下,中国可以采取以下政策协调贸易开放和工资差距的关系。
第一,继续坚持“出口导向型”发展战略,同时注意调整出口贸易的商品结构。改革开放以来,中国一贯采取“出口导向型”的发展战略,这是因为出口贸易的发展对于促进劳动力就业和缓解工资差距扩大发挥着不可替代的作用。然而,我们也应当看到,中国制造业特别是劳动密集型行业的贸易方式仍然以加工贸易为主,这就使得产品的附加值不高,从而限制了出口贸易发挥其缩小劳动密集型行业工资差距的作用。因此,中国应当持续调整出口贸易的商品结构,向高附加值的方向发展。具体而言,中国必须以新技术的研发和应用为基础,以加强知识产权保护为保障,以大力培养自主品牌为工具,不断提升出口商品的技术含量,扩大出口商品的附加值,进而推动中国的外贸发展方式从数量型转向质量型。
第二,贸易开放过程中的技术创新要结合国内的技术吸收能力,保证与现有的劳动力结构相匹配。尽管贸易开放引致的技能偏向型技术进步拉大了中国制造业的工资差距,但是这并不意味着为了缩小工资差距就要否定这种技术进步。实际上,贸易开放引致的技术进步对于推动中国产业结构的升级、建设创新型国家具有重要的作用。因此,贸易开放过程中的技术创新要充分考虑行业的技术吸收能力,即要结合自身的要素禀赋、产业结构等因素,以便贸易开放引致的熟练劳动力相对需求变动与当前自身的劳动力供给结构相匹配,从而减小熟练劳动力的相对工资差距。
第三,加大人力资本投入,增加熟练劳动力的相对供给。由于贸易开放引致的技能偏向型技术进步会增加中国熟练劳动力的相对需求,进而扩大工资差距,如果不采取措施,一方面熟练劳动力的短缺会对产业的升级和经济增长产生不良的影响,另一方面非熟练劳动力失业的增加将威胁社会的稳定。因此,应当进一步加大人力资本的投入力度,以改变要素市场上劳动力供给结构。具体来说,政府应当加大对农村特别是贫困地区的教育投入,改善教育资源分配不公平的状况,这对于提升中国劳动者的整体素质具有重要的意义。此外,要继续发展职业技术教育,使非熟练劳动力有机会向熟练劳动力转变,从而降低技术进步对中国工资差距的消极作用。
摘要：本文将以机器种类数增加为特征的内生技术进步纳入到Acemoglu(2003)模型,分析贸易开放及其引致的偏向型技术进步对工资差距的影响机制,并利用1998-2012年中国制造业细分行业的面板数据实证分析中国贸易开放对制造业工资差距的影响,结果显示:就制造业整体而言,贸易开放缩小了工资差距,而贸易开放引致的技能偏向型技术进步拉大了工资差距,后者起着决定性的作用;无论是劳动密集型行业还是技术密集型行业,贸易开放引致的技术进步均会拉大工资差距,但是贸易开放会缩小技术密集型行业的工资差距,不显著影响劳动密集型行业的工资差距。