李 斌,胡昆鵬

(湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院,湖南長(zhǎng)沙 410079)

改革開放以來,我國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了一個(gè)持續(xù)高速增長(zhǎng)的階段,然而伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng),工資差異逐漸成為當(dāng)今社會(huì)無法回避的現(xiàn)實(shí)問題。工資是收入的重要組成部分,直接關(guān)系到民生福祉,如果這一問題處理不好,就會(huì)直接影響到我國(guó)經(jīng)濟(jì)的健康持續(xù)發(fā)展與和諧社會(huì)的全面建設(shè)。在全面建設(shè)小康社會(huì)與構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)的新形勢(shì)下,準(zhǔn)確把握我國(guó)地區(qū)工資的現(xiàn)狀與變化趨勢(shì),科學(xué)研究工資形成機(jī)制與影響因素,并在此基礎(chǔ)上建立起科學(xué)合理的薪酬結(jié)構(gòu)以緩解地區(qū)間的工資差異具有現(xiàn)實(shí)意義。

一、 文獻(xiàn)綜述

工資差異問題一直以來都是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn),關(guān)于工資差異的研究總結(jié)起來主要有兩條主線:其一是從新古典增長(zhǎng)理論的角度來研究,基于這一角度的研究主要側(cè)重于對(duì)外貿(mào)易與外商直接投資對(duì)工資差異的影響。在對(duì)外貿(mào)易對(duì)工資差異的影響方面, Feenstra & Hanson、Head & Ries從貿(mào)易垂直分工的角度分別研究了美國(guó)20世紀(jì)80年代與日本1965—1990年的工資差異問題,研究結(jié)果顯示:美國(guó)該時(shí)期的工資差異的15%～33%是由垂直分工導(dǎo)致的,而垂直分工對(duì)日本這一時(shí)期的工資差異也有一定的解釋能力[1-2]。Hanson & Harrison從貿(mào)易保護(hù)的角度解釋了墨西哥在貿(mào)易改革前后工資差異擴(kuò)大化的現(xiàn)象。他們認(rèn)為:該現(xiàn)象的產(chǎn)生主要是由貿(mào)易保護(hù)政策變化所致[3]。在外商直接投資對(duì)工資差異影響方面,Aitken、Harrison & Lipsey通過對(duì)墨西哥的研究發(fā)現(xiàn),對(duì)外直接投資對(duì)工資差異的影響是由對(duì)外直接投資對(duì)高技術(shù)工人工資與低技術(shù)工人工資的影響程度不同所致,對(duì)二者的影響系數(shù)分別為0.29與0.22[4]。其二是從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的角度來研究,基于這一角度的研究主要側(cè)重于市場(chǎng)準(zhǔn)入或市場(chǎng)潛力對(duì)工資差異的影響。最早關(guān)于市場(chǎng)準(zhǔn)入的研究可追溯到Harris,他認(rèn)為:某一地區(qū)的市場(chǎng)準(zhǔn)入度與其臨近地區(qū)的購(gòu)買力成正比,與其他地區(qū)間的距離成反比[5]。Krugman在Dixit—Stiglitz壟斷競(jìng)爭(zhēng)模型的基礎(chǔ)上,引入規(guī)模經(jīng)濟(jì)、冰山成本建立了一個(gè)自我維系的“中心—外圍”模型,并在此基礎(chǔ)上推導(dǎo)出了工資方程的雛形[6-7]。Hanson利用美國(guó)3075個(gè)郡的數(shù)據(jù)主要討論了工資水平與市場(chǎng)準(zhǔn)入度之間的相關(guān)性,研究結(jié)果表明市場(chǎng)準(zhǔn)入度高的地區(qū)具有較高的工資水平[8]。

近年來,國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)我國(guó)的地區(qū)工資差異問題進(jìn)行了大量的研究。例如王中華、王雅琳、趙曙東利用1994—2005年我國(guó)23個(gè)細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)對(duì)國(guó)際垂直分工與工資收入差異進(jìn)行了研究,研究結(jié)果表明國(guó)際垂直分工是影響我國(guó)收入差距的重要因素[9]。孫楚仁、文娟等采用1994—2003年的面板數(shù)據(jù)對(duì)外商直接投資與我國(guó)工資水平差異的關(guān)系進(jìn)行了研究,研究結(jié)果表明FDI對(duì)我國(guó)工資差異的影響并未呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系[10]。劉修巖、殷醒民利用中國(guó)282個(gè)地級(jí)行政區(qū)域1999—2004年的面板數(shù)據(jù),通過動(dòng)態(tài)面板的計(jì)量方法對(duì)地區(qū)市場(chǎng)潛力、就業(yè)密度與其工資水平之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析,分析結(jié)果表明:市場(chǎng)潛力對(duì)工資的影響是正向效應(yīng),而就業(yè)密度對(duì)工資水平的影響是非線性的[11]。王小勇利用1997—2006年省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究了市場(chǎng)潛力、外部性與工資差異間的關(guān)系,研究結(jié)果表明市場(chǎng)潛力和產(chǎn)業(yè)的外部性是造成中國(guó)工資差異的重要原因[12]。本文將著眼于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)中的市場(chǎng)準(zhǔn)入與新古典增長(zhǎng)理論中的對(duì)外開放這兩個(gè)方面,從一個(gè)綜合視角利用中國(guó)入世后的最新數(shù)據(jù)來考察中國(guó)地區(qū)工資差異的變化趨勢(shì),并為縮小中國(guó)工資空間差異提出具體的政策建議。

二、模型設(shè)定、變量描述與數(shù)據(jù)來源

1. 模型設(shè)定

與王恬等(2008)[13]的研究類似,本文假設(shè)企業(yè)從事生產(chǎn)活動(dòng)的技術(shù)水平可以用規(guī)模報(bào)酬不變的CES生產(chǎn)函數(shù)來表示:

其中,Y表示企業(yè)的產(chǎn)出水平,A為生產(chǎn)效率參數(shù),L、K分別表示勞動(dòng)與資本投入量,σ1、σ2分別反映勞動(dòng)與資本使用的密集程度,ρ則是反映資本與勞動(dòng)兩要素之間替代難易程度的參數(shù)。

根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)理論,在完全競(jìng)爭(zhēng)的經(jīng)濟(jì)條件下,廠商使用生產(chǎn)要素的最優(yōu)原則是要素的“邊際成本”等于相應(yīng)的“邊際收益”,即廠商使用L的最大原則為W=VMP,其中W為L(zhǎng)的名義工資率,VMP為邊際產(chǎn)品價(jià)值,且VMP=MP·P,MP為L(zhǎng)的邊際產(chǎn)量,P則為產(chǎn)品的價(jià)格。

對(duì)式(1)中的L求偏導(dǎo),可得實(shí)際工資表達(dá)式為:

(2)

其中,y為企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率,即Y/L。

由于在開放經(jīng)濟(jì)體系中外商直接投資、進(jìn)出口等因素對(duì)本國(guó)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平都會(huì)產(chǎn)生一定的影響,故在本文將A設(shè)為:

A=FDIφIMαEXη

(3)

其中,FDI表示外資依存度,IM表示進(jìn)口依存度,EX表示出口依存度,參數(shù)φ、α、η分別反映外資依存度、進(jìn)口依存度、出口依存度對(duì)生產(chǎn)效率產(chǎn)生的影響程度。將式(3)代入式(2),然后兩邊取對(duì)數(shù)可得:

由于我國(guó)是個(gè)經(jīng)濟(jì)大國(guó),地域遼闊而且各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況不盡相同,為了更加客觀全面地研究我國(guó)工資空間差異問題,本文從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的視角引入市場(chǎng)準(zhǔn)入變量。此外,考慮到各個(gè)省份自身的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)及勞動(dòng)力特征,本文在以上分析基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入國(guó)內(nèi)研發(fā)投資、人力資本、市場(chǎng)開放度、產(chǎn)業(yè)集聚四個(gè)控制變量?；谑?4)得到一個(gè)擴(kuò)展后的待估模型:

其中,β0為常數(shù),i表示省份,t表示時(shí)間,ε為影響工資水平的未觀測(cè)因素即隨機(jī)干擾項(xiàng),β1～β9為待估參數(shù),MA表示市場(chǎng)準(zhǔn)入,LP表示勞動(dòng)生產(chǎn)率,RD表示國(guó)內(nèi)研發(fā)投資,HC表示人力資本,MO表示市場(chǎng)開放度,IC表示產(chǎn)業(yè)集聚。

2. 變量描述及數(shù)據(jù)來源

本文主要考察了在開放經(jīng)濟(jì)體系中市場(chǎng)準(zhǔn)入、對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資等因素對(duì)我國(guó)工資空間差異的影響,并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了計(jì)量模型(5)。對(duì)各變量的具體描述如表1所示。

表1 變量定義表

本文所用到的2001—2008年30個(gè)省市區(qū)的數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。由于西藏自治區(qū)部分年份數(shù)據(jù)缺失,為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性,故將其從樣本中剔除。其中本文所用到的地理距離數(shù)據(jù)根據(jù)谷歌地圖在線網(wǎng)站Earth Online(http:∥www.earthol.com)提供的數(shù)據(jù)測(cè)算后得到,省份面積數(shù)據(jù)來自行政區(qū)劃網(wǎng)站(http:∥www.xzqh.org)。

三、 實(shí)證結(jié)果與分析

1. 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文以全國(guó)數(shù)據(jù)為樣本測(cè)算了我國(guó)整體及各區(qū)域的基尼系數(shù)、變異系數(shù)、泰爾指數(shù),具體結(jié)果見表2。

表2 基尼系數(shù)、變異系數(shù)及分解的泰爾指數(shù)測(cè)算結(jié)果

注:表中數(shù)據(jù)根據(jù)2002—2009年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理得到。

從表2中可以看出我國(guó)工資差異變化的一個(gè)共同趨勢(shì):自2001年以來我國(guó)工資差異整體上有所緩解,雖在樣本觀察期內(nèi)有所波動(dòng),但整體而言是呈下降態(tài)勢(shì)即收斂的,這一結(jié)果與王小勇(2006)[12]研究結(jié)論相一致。

通過對(duì)泰爾指數(shù)的進(jìn)一步分解發(fā)現(xiàn),入世之后東部地區(qū)工資差異變化較為平穩(wěn),在0.017上下浮動(dòng)。中西部地區(qū)工資差異雖有波動(dòng)但整體趨勢(shì)是下降的,中部地區(qū)從2001年的0.001下降到2005年的0.0004,而西部地區(qū)則從2001年的0.0015下降到2008年的0.0006。從區(qū)域內(nèi)與區(qū)域間的測(cè)算結(jié)果來看,區(qū)域內(nèi)工資差異表現(xiàn)得較為平穩(wěn)并保持在0.01左右,而區(qū)域間則呈現(xiàn)出逐年縮小的趨勢(shì),這與汪建新等(2009)[14]的結(jié)論相吻合。

從貢獻(xiàn)率來看,全國(guó)工資差異大部分由東部地區(qū)的工資差異引起,而且其貢獻(xiàn)率在不斷上升,由2001年的51.4%上升到2008年的63.9%(見表3)。中西部地區(qū)的貢獻(xiàn)率則較低,這主要是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高,而且經(jīng)濟(jì)發(fā)展較均衡,使得各省之間的工資差異較小,從而對(duì)全國(guó)工資的差異影響不是很大。區(qū)域內(nèi)工資差異的貢獻(xiàn)率也較高,但這主要是由于其組成部分中,東部貢獻(xiàn)率較高。此外,區(qū)域間工資差異也是引起全國(guó)工資差異的一個(gè)重要原因,但是其對(duì)全國(guó)工資差異的影響卻是在逐年減小的,其貢獻(xiàn)率由2001年的45.7%下降到2008年的34%(見表3)。

表3 各區(qū)域的貢獻(xiàn)率測(cè)算結(jié)果 %

注:表中數(shù)據(jù)根據(jù)2002—2009年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理得到。

2. 計(jì)量結(jié)果分析

表4報(bào)告了方程(5)全國(guó)樣本的計(jì)量結(jié)果。從表4中的模型(1)、(2)、(3)、(4)的結(jié)果可以看出:市場(chǎng)準(zhǔn)入、進(jìn)出口依存度、外資依存度的估計(jì)結(jié)果是十分穩(wěn)健的,即使在控制了其他變量之后,它們的計(jì)量符號(hào)與顯著水平依然保持不變。由固定效應(yīng)模型(4)估計(jì)結(jié)果可知:市場(chǎng)準(zhǔn)入對(duì)我國(guó)的工資水平具有顯著的正向影響,而且一個(gè)省的市場(chǎng)準(zhǔn)入度每提高1%,其職工平均工資將會(huì)提高0.646%,這一結(jié)果與劉修巖等(2007)[11]的研究結(jié)論是一致的。同時(shí),我們發(fā)現(xiàn)進(jìn)口依存度對(duì)工資水平有顯著的正向作用,進(jìn)口依存度每提高1%,工資則相應(yīng)提高0.0327%,這主要得益于進(jìn)口的“技術(shù)溢出”效應(yīng)。但是出口依存度對(duì)工資水平卻是顯著的負(fù)向影響,出口依存度每提高1%,工資水平將會(huì)下降0.0313%。這與先前的研究有所不同,原因可能是由于目前我國(guó)的出口大部分以“兩頭在外”的加工模式為主,主要集中于“勞動(dòng)密集型”產(chǎn)業(yè),使得出口企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)鏈低端,獲利空間較小,從而抑制了工資的提高。此外,我們還考察了外資依存度與勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)工資的影響,計(jì)量結(jié)果顯示二者對(duì)工資都有顯著的正向影響,這一結(jié)論與學(xué)者們的前期研究結(jié)果也是相一致的。

表4 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果(全國(guó)層面)

注: ***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表4還給出了控制變量的估計(jì)結(jié)果,從中可發(fā)現(xiàn),研發(fā)投入對(duì)工資水平有顯著正向的影響,并且研發(fā)投入每提高1%,工資水平將提高0.434%。然而,人力資本對(duì)工資影響的彈性系數(shù)則為-0.0577,且影響并不顯著。這主要是因?yàn)槲覈?guó)現(xiàn)階段受教育人才的供給結(jié)構(gòu)與市場(chǎng)的需求結(jié)構(gòu)相脫節(jié),使得教育的“增值”效應(yīng)小于供給的負(fù)面效應(yīng),進(jìn)而抑制了工資的增長(zhǎng)。市場(chǎng)開放度則是通過對(duì)勞動(dòng)力資源的合理配置,增加了勞動(dòng)者的就業(yè)機(jī)會(huì),提高了勞動(dòng)者的議價(jià)能力,相應(yīng)提高了其工資水平。產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)工資水平的影響卻表現(xiàn)出顯著的負(fù)向作用,這與汪建新等(2009)[15]的結(jié)論不同,主要是因?yàn)槲覈?guó)產(chǎn)業(yè)集聚的正面效應(yīng)小于其所引致的勞動(dòng)力供給增加的負(fù)面效應(yīng)。

東部、中部、西部地區(qū)的計(jì)量結(jié)果見表5。

表5 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果(地區(qū)層面)

注: ***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

結(jié)果顯示市場(chǎng)準(zhǔn)入對(duì)東部、中部、西部三大區(qū)域的工資水平都存在顯著的正向影響,彈性系數(shù)分別為:0.8952、0.4835、0.4693。其對(duì)東部地區(qū)的工資水平影響較大,對(duì)中西部地區(qū)的影響較弱,由此可見市場(chǎng)準(zhǔn)入度的分布差異在很大程度上解釋了東部地區(qū)與中西部地區(qū)之間的工資差異。同時(shí),進(jìn)口依存度對(duì)東中部地區(qū)的工資水平也有顯著的提高作用,對(duì)西部地區(qū)卻是負(fù)向的影響,但這種影響并不顯著,因此進(jìn)口依存度也是引起區(qū)域間工資差異的原因之一。出口依存度的計(jì)量結(jié)果與全國(guó)的計(jì)量結(jié)果相似,其對(duì)東中西部地區(qū)的工資水平都是負(fù)向影響,但是對(duì)東部地區(qū)的影響較為顯著,而對(duì)中西部地區(qū)的影響則不明顯。外資依存度對(duì)東部地區(qū)工資水平有顯著的正向影響且彈性系數(shù)為0.0251,但對(duì)中西部地區(qū)沒有任何顯著的影響,進(jìn)而在一定程度上拉大了區(qū)域間的工資差異。勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)中部和西部地區(qū)的工資水平有顯著的提高作用,但對(duì)東部地區(qū)影響則不顯著。對(duì)控制變量的研究發(fā)現(xiàn),研發(fā)投入對(duì)東西部的工資水平有顯著的提高作用,而對(duì)中部地區(qū)則沒有任何顯著影響。與全國(guó)樣本結(jié)果相似,人力資本現(xiàn)階段對(duì)三地區(qū)的工資水平均為負(fù)向影響。由于東中西部地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程不同步,市場(chǎng)開放度對(duì)東部地區(qū)的工資水平具有顯著的提高作用,對(duì)中部地區(qū)卻是顯著的抑制作用。產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)東部地區(qū)工資水平影響的彈性系數(shù)為-0.4332,且效果較為顯著,對(duì)中部與西部工資水平影響的彈性系數(shù)分別為:-0.0324、0.0416,效果并不明顯。

四、 結(jié)論與政策建議

根據(jù)以上分析,本文得出了以下結(jié)論:①不論是從全國(guó)樣本還是從分區(qū)樣本的回歸結(jié)果,我們都可以看出市場(chǎng)準(zhǔn)入對(duì)工資水平有著顯著的正向影響,并且對(duì)東部的影響最大,而對(duì)中部與西部的影響則較為接近。②在研究對(duì)外開放對(duì)工資空間差異影響時(shí),進(jìn)口依存度對(duì)東中部的工資水平有顯著的正向影響;出口依存度對(duì)東部地區(qū)的工資水平則表現(xiàn)出顯著的負(fù)向作用;外資依存度對(duì)東部地區(qū)工資水平有顯著的正向影響,但對(duì)其他區(qū)域的影響則不顯著。③勞動(dòng)生產(chǎn)率水平能顯著地提高中部與西部地區(qū)職工的工資水平,對(duì)東部地區(qū)的影響雖是正向但不顯著。④對(duì)控制變量的研究我們發(fā)現(xiàn),研發(fā)投入對(duì)東部與西部的職工工資水平有顯著的提高作用;人力資本不論從全國(guó)樣本還是從分區(qū)樣本來講,對(duì)工資的影響都是負(fù)向的,這主要是由于我國(guó)的教育結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不匹配造成的;由于各地區(qū)市場(chǎng)化程度存在差異性,市場(chǎng)開放度對(duì)各地區(qū)工資水平的影響也不盡相同,對(duì)東部地區(qū)的工資水平表現(xiàn)出顯著的提升作用,而對(duì)中部地區(qū)的工資水平卻表現(xiàn)出顯著的抑制作用,對(duì)西部地區(qū)是正向影響但作用不顯著;從全國(guó)與分區(qū)樣本的計(jì)量結(jié)果來看,產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)東部與中部的工資水平都是負(fù)向影響,但對(duì)東部工資水平的影響較為顯著,對(duì)西部地區(qū)的工資水平影響雖然為正向,但效果不顯著。

結(jié)合理論分析與實(shí)證研究的主要結(jié)論,提出以下政策建議:①加強(qiáng)國(guó)內(nèi)貿(mào)易市場(chǎng)聯(lián)系,消除區(qū)域間貿(mào)易壁壘,加快全國(guó)統(tǒng)一貿(mào)易市場(chǎng)的構(gòu)建,采取有力措施促進(jìn)部分產(chǎn)業(yè)由東部地區(qū)向中西部地區(qū)梯度轉(zhuǎn)移的順利實(shí)現(xiàn),從而進(jìn)一步提升中西部地區(qū)的市場(chǎng)準(zhǔn)入度,進(jìn)而縮小區(qū)域間的工資差異。②繼續(xù)推進(jìn)中部崛起與西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施。加快中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施與城市化建設(shè),積極培育新的經(jīng)濟(jì)中心與新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn),努力為吸引外資與開展進(jìn)出口貿(mào)易打造一個(gè)良好的商業(yè)環(huán)境,進(jìn)一步擴(kuò)大中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放度,從而促進(jìn)東中西部經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。③加快教育體制改革,使得教育結(jié)構(gòu)與市場(chǎng)需求相對(duì)接,加大研發(fā)投入力度,提高企業(yè)的自主創(chuàng)新能力,同時(shí)增加職工接受專業(yè)培訓(xùn)的機(jī)會(huì),提高職工的勞動(dòng)生產(chǎn)率;加強(qiáng)中西部地區(qū)市場(chǎng)化改革的力度,建立一個(gè)科學(xué)、高效的勞動(dòng)力流動(dòng)市場(chǎng),促進(jìn)勞動(dòng)力的合理流動(dòng)與優(yōu)化配置,提高勞動(dòng)者的工資議價(jià)能力,從而縮小工資水平的空間差異。

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