我国国有和集体工业企业的工资调整机制比较，本文主要内容关键词为：工业企业论文,集体论文,机制论文,工资论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、模 型
1.合意工资率和劳动生产率之间的关系
通常认为，合意工资的增长决定于真实劳动生产率的增长。这个关系可刻画为下式：
(1)式中，p[,t]代表时期t的真实劳动生产率水平，w[*,t]代表时期t的合意的工资率水平。f(· )代表真实劳动生产率和合意工资率的关系。通常认为，随着真实劳动生产率的提高，工资 率的合意水平也会相应提高。
如果我们进一步假定w[*,t]和p[,t]之间呈现线性关系，那么，可以得到下式：
(2)式中a[,1]代表真实劳动生产率对于工资率合意水平的边际影响。
现实生活中，影响工资率合意水平的因素，除了真实劳动生产率以外，还有众多其他因素 。在计量实证研究中，这些因素的影响通常假定为一个随机变量。遵照通常的做法，我 们引进一个u[,t]，它服从独立同分布(i.i.d)过程。
2.真实工资率向其合意水平调整的机制
为了分析起见，我们引入记号w[,t]，用来表示时期t实际支付给职工的工资率。
现实生活中，观察到真实劳动生产率的水平p[,t]之后，工资率的合意水平w[*,t]就可以立即形 成。但是，实际支付给工人的工资率w[,t]是否就会一步到位地调整到w[*,t]的水平上呢？这个问 题取决于实际支付的工资向合意的工资率的调整速度。尼洛夫提出的存量调整模型(Stock A djustment Model)，或者称为部分调整模型(Partial Adjustment Model)（注：见参考文献(1)。
），用来刻画某个 因素的实际水平向其合意水平的调整机制。我们按照这种原理，来表示实际支付的工资水平 向合意水平的调整机制：
(3)式中，w[,t]和w[,t-1]的含义显而易见。δ是调整系数。δ的取值范围是：0＜δ≤1。
(3)式中含义是这样的：给定了t-1期实际支付的工资率水平条件下，当t期由于真实劳动生 产率发生变化之后，相应决定了t期的合意的工资率水平w[*,t]。这样，t期的合意的工资率水 平w[*,t]和t-1期实际支付的工资率水平w[t-1]之间，就产生了一个缺口：w[*,t]-w[,t-1]。
对于这个缺口而言，要通过t期（和以后多期）的实际支付的工资水平进行调整。而调整的速 度 有快有慢。具体而言，是一步到位地把缺口补齐，还是逐步地补齐缺口，则决定于调整速度 。刻画这个调整速度的指标则是δ。显然，调整系数的值越大则调整的速度越快，否则反之 。当δ=1时，就进一步到位地进行调整；当δ＜1时，调整是逐步到位的。
但是，合意的工资水平w[*,t]是不可观察的。那么我们在经验实证研究中，为了估计出调整系 数 的大小，就需要先进行相应的数学处理。
首先，把(2)式代入(3)式得到：
整理得到：
(4)式中w[,t]、p[,t]、和w[,t-1]在现实中是可以直接观察到的。经过这个简单的代数变换，我们 就可以在实证研究中，把不可观察的因素w[*,t]，间接地经由可观察的因素来进行刻画。
在面前我们对随机扰动项u[,t]的性质进行了假定。(4)式中的u[,t]乘以一个常数项系数δ之后 ，不会从根本上改变u[,t]的性质。如果原来的u[,t]满足古典的最小二乘假定，那么u[,t]乘以δ 之后，仍然满足最小二乘的古典假定。
如果我们能够对(4)式进行估计，那么，就可以求出相应的各个系数。
实际经验研究中，我们估计的方程式是：
从(4)式和(5)式的对比容易看出：
基于这些关系式，我们得到(5)式的估计结果之后，就可进一步推算出所有的有关参数的估 计。
二、数 据
1.原始数据
分析劳动生产率和工资的关系，理想的情况是，使用按照增加值计算的劳动生产率。然而 ，在公开出版的资料来源中，我们无法得到按照增加值（或净产值）计算的长时期的劳动生产 率的数据，甚至得不到长时期的按照所有制划分的增加值数据限。限于此，本文采用按照总 产值 计算的劳动生产率进行分析。如果增加值占总产值的比例比较稳定的话，那么，使用总产值 进行分析就不会产生什么严重的误导（注：《中国工业经济统计年鉴》报告的资料表明，各年的净产值占总产值的比重，在30%～38 %之间，虽然有一定的波动，但是并不太大。
进一步，有意义的分析实际上应该使用全部的劳动成本，而不仅仅是货币性的工资。然而 ，我们无法得到关于职工货币性的工资和福利之外的其他报酬的数据。比如我们无法把企业 提供给职工的住房、医疗、子女教育等方面的服务，折算为流量，记入职工的薪酬。忽视这 些方面的薪酬对于我们的分析带来的后果是，扭曲对有关参数的估计。具体来讲，由于国有 企业职工比城镇集体企业职工享有更高的工资以外的福利，而且前者的增长往往也较后者快 ，所以彻底把这些因素排出在分析视野之外，会低估工资随劳动生产率相应增长的系数a[,1] ；非货币性方式的福利变动，实际上也是对缺口(w[*,t]-w[,t-1])进行调整的办法，分析中忽视非 货币性方式的变动，也会扭曲（往往是低估）调整系数δ。
本文研究所采用的原始数据，以及其资料来源，见文末的附表。
2.原始数据的处理
为了进行分析，需要对原始数据进行进一步的处理。首先，对于原始的环比工业总产值指 数，换算为定基指数。得到定基工业总产值指数之后，再将这个指数序列乘以基年（1952年）
的当年价格工业总产值，得到了按照1952年价格计算的工业总产值序列。之后再将这个序 列除以职工人数序列，得到了实际劳动生产率序列。
其次，对于按照名义工资总额和职工人数计算的平均工资，要运用价格指数折算为按照195 2年价格计算的实际平均工资。
三、计量估计结果
基于上述数据，和前面关于模型方面的讨论，我们进行计量分析。
1.选用的计量方法
首先可资考虑的计量方法，就是普通最小二乘法。即分别对国有企业和集体企业的数据进 行最小二乘估计。但是，由于我们假定了国有和集体企业的工资调整机制相同，所以，两类 所有制的企业具有相同的模型结构。如果分别估计，就丧失了“结构相同”这个重要的信息 。为此我们在估计时采用了“似乎不相关方法”（注：该方法的具体原理，参见Green:Econometric Analysis有关部分。
）。具体估计时，我们采用了一般的“似乎 不相关回归”和“迭代的似乎不相关回归”两种方法。
2.估计的结果以及解释（注：有一个需要说明的问题。我们的研究把工资水平和劳动生产率都换算为1952年的价格水 平上，以1952年作为基年。当然也可以以别的年份，比如说1978年作为基年。变换基年之后 对于所估计方程的计量性质，没有实质性影响。下面说明之。我们估计的方程(4)是以1952 年为基年的。如果把工资和劳动生产率的基年由1952年变换为1978年，那么只需对上述方程 的估计结果进行简单的乘除变换，就可以得到相应的系数估计值。
记以1952年为基年的工资指数序列和劳动生产率序列为I[w,t]和I[p,t]，I[w,1952]=I[p,1952]=1。1978 年 这两个指数值分别为I[w,1978]和I[p,1978]。再记1952年按价格计算的工资水平和劳动生产率为w[,1952]和p[,1952]，记1978年按价格计算的工资水平和劳动生产率为w[1978]和p[,1978]。那么，上面的方 程等价于：
现在对上面的方程(1)进行变换得到：
方程(2)中的观察值都是以1978年当年价格计量的。对照(1)式和(2)式，通过简单的计算， 可以看出得到不同基年的方程参数之间的对应关系。这里不再赘述。
我们首先对1952～1997年整个期间的资料进行了统计分析。结果报告于表1。在表1中，我 们除了报告β[0,]、β[,1]和β[,2]以外，还报告了“劳动生产率对合意工资水平的影响系数a[,1]”和 “实际工资向合意工资的调整速度δ”。从表1中报告的数字来看，估计的结果不理想，主 要是城镇集体企业的方程中，解释变量劳动生产率的系数，不显著异于零。而国有工业企业 的有关系数估计值，则相对合理。因为改革前后的工资决定机制发生了比较大的变化，所以 出现表1所示的不合理的结果，是我们预料之中的事。从表1中得到的一个主要的结果是，国 有企业在1952～1997年间，实际工资向合意工资水平的调整速度，要比城镇集体企业来得快 。
由于改革前后经济制度的变化，所以我们以1978年为时间的分界点，把整个分析的区间分 为 改革前和改革后，并用同样的模型和统计方法分别进行了分析。分析的结果报告见于表2 、表3。
表2和表3的结构与表1类似。但是，在1952～1977年间的估计结果，也不太理想。这也是我 们预料之中的事。因为改革之前整个国民经济的运行，基本上左右于政府的政策意图，而不 是市场规律。表2报告的改革之前的估计结果中，不理想之处有几个方面。首先，一般的似 乎不相关估计结果中，城镇集体企业劳动生产率的系数估计值的p值过大，说明该系数不显 著异于零；其次，在国有企业的迭代似乎不相关估计中，β[,2]还出现了与理论预期相反的估 计符号。
表2中显示的一个值得注意的结果是，劳动生产率提高之后，对于国有企业的合意工资水平 影响幅度，小于对集体企业的影响幅度；然而，国有企业实际工资向合意工资水平调整的速 度，则比集体企业快。
表3的估计结果，尤其是迭代似乎不相关估计结果比较理想，各个系数有合理的符号，而且 均显著异于零。表3说明，改革以来，劳动生产率提高之后，对于国有企业的合意工资水平 影响幅度，大于对集体企业的影响幅度；而且国有企业实际工资向合意工资水平调整的速度 ，也比集体企业快。
饶有趣味的是改革前后的对比。无论改革之前还是之后，集体企业的实际工资向合意工资 水平的调整速度，都比国有企业来得慢。这个现象表明，集体企业对于短期的现金流量支付 方面的考虑，要比国有企业强。因为无论在改革前后，集体企业的间接融资渠道，和可能享 受到的补贴资源，都无法和国有企业相比。而就国有企业自身来说，改革之后实际工资向合 意工资的调整速度下降了将近一半，这表明随着改革的深入，国有企业越来越多地考虑到其 运营过程中的短期支付问题。就集体企业自身来说，改革之后实际工资向合意工资的调整速 度，在不同的估计方法中得到的结果是有升有降。总起来说变化幅度并不太大。这表明改革 前后集体企业运营过程中的短期支付问题一直是其行为的重要约束。
难以解释的是劳动生产率对合意工资的影响系数的变化。就国有企业而言，改革之后劳动 生产率对合意工资的影响系数，比改革之前提高了将近一个数量级。对于这个现象，我们的 解释是，改革之前国家采用压低工资的办法动员经济中的剩余（注：参见林毅夫等：《中国的奇迹：发展战略和经济改革》（增订版）第二章，上海三联书店 ，上海人民出版社，1994年版。
），而改革之后职工个人的工 资收入在社会总产出当中占有更大的份额。但是，对于集体企业而言，这个系数则大大下降 。对此我们提不出合理的解释。我们猜测其中的原因可能是，改革以来，名义上的集体企业 实际上已经大量民营化，即所谓“红帽子现象”。集体企业的经理人在集体企业的总产出当 中占有的份额，较之改革之前大大上升。当然对于这个解释还需要进一步的研究。
四、结束语：政策含义
如果上面的分析成立的话，可以从中导出一些政策含义。尽管粗糙，但是劳动生产率可以 作为劳动边际生产率的一个近似指标。从而劳动生产率提高代表对于劳动的需求增加。按照 我们的分析，劳动生产率的提高对于国有和集体企业的职工的工资水平的含义不一样。限于 资料，我们的分析中没有把其他所有制类型纳入进来。不过可以预期，其他的所有制形态的 企业的工资行为，与所分析的二者，特别是与国有企业之间，存在着非常大的区别。其含义 是，劳动需求变化对于实际工资水平的影响不同。这说明在不同所有制企业之间，存在劳动 力市场的严重分割。现实的情况也的确是这样，进入国有企业就业往往受到非常多的限制。 另外，由于我们的分析中没有把货币性的工资以外的其他福利考虑进来，所以，实际的市场 分割状况更加严重。中国经济改革的根本出路是按照当前的要素禀赋结构，调整产业和技术 结构，大力发展劳动密集型的产业和技术（注：参见林毅夫、蔡昉、李周：《充分信息与国有企业改革》，上海：上海三联书店、上 海 人民出版社，1997年。又见林毅夫等：《加入WTO与国有企业改革》，《管理世界》，2001 年第2期。
）。一个基本的条件是劳动力市场的统一化，惟其 如此，才可以使要素价格真正反映要素的相对稀缺性，最终使包括国有企业在内的中国企业 ，在激烈的国际竞争中站稳脚跟。
附表：中国国有和集体工业企业的工资和劳动生产率数据
年份职 工人数（万人） ①工资总额（亿元）① 职工生活费 工业总产值指数② 用价格指数 （可比价格）③
上年=100 国有 城镇集体国有
城镇集体 1950＝100
国有
城镇集体
1952
510.3023.0024.600.80 115.50 157.05
329.41
1953
594.1030.0033.001.10 121.40 134.92
154.46
1954
609.50
121.0035.203.50 123.10 127.29
160.12
1955
580.40
221.0035.107.80 123.50 114.90
150.18
1956
717.00
334.0043.40
14.70 123.40 136.39
288.70
1957
747.50
274.0050.70
16.80 126.60 109.82
124.23
1958 2315.50
200.0076.10
11.30 125.20 260.1085.76
1959 1993.20
275.0002.70
10.70 125.60 135.20
143.98
1960 2144.40
338.00
114.00
13.20 128.80 113.7691.29
1961 1597.50
397.00
104.30
14.50 149.60 60.3575.50
1962 1178.20
419.0086.90
16.70 155.30 82.7488.56
1963 1118.20
423.0082.00
15.60 146.10 110.3394.89
1964 1159.00
446.0084.40
15.50 140.70 119.94
117.28
1965 1238.00
505.0086.40
18.70 139.00 127.10
119.93
1966 1324.00
544.0089.90
21.90 137.30 121.11
119.65
1967 1382.00
522.0094.90
23.90 136.40 84.56
101.33
1968 1492.00
450.0099.00
20.90 136.50 94.9395.23
1969 1630.00
558.00
106.60
21.60 137.80 134.72
130.91
1970 1959.00
616.00
118.70
23.20 137.80 130.96
145.55
1971 2232.70
691.00
133.00
27.40 137.70 114.02
119.32
1972 2350.00
809.00
149.00
34.10 137.90 105.59
114.70
1973 2397.20
941.00
154.20
41.90 138.00 108.38
115.67
1974 2494.40
986.00
161.00
41.70 138.90 98.68
110.77
1975 2691.20 1063.00
169.10
45.40 139.50 113.71
123.87
1976 2865.90 1076.00
178.20
48.30 139.90 98.89
117.68
1977 3012.80 1142.00
187.00
51.80 143.70 112.70
121.48
1978 3319.00 1215.00
209.60
58.40 144.70 114.44
110.58
1979 3208.00 1328.00
236.50
67.60 147.40 108.88
108.57
1980 3334.00 1428.00
275.50
84.60 158.50 105.61
119.24
1981 3488.00 1495.00
286.90
93.00 162.50 102.53
109.01
1982 3582.00 1533.00
303.00
98.30 165.80 107.05
109.54
1983 3632.00 1573.00
313.60 104.60 169.10 109.39
115.53
1984 3669.00 1641.00
385.20 128.40 173.70 108.92
134.85
1985 3815.00 1705.00
459.70 159.90 194.40 112.94
132.69
1986 3955.00 1781.00
557.00 186.10 208.00 106.18
117.97
1987 4086.00 1828.00
636.10 211.40 226.30 111.30
123.24
1988 4229.00 1850.00
792.30 253.40 273.10 112.61
128.16
1989 4273.00 1845.00
914.70 280.70 317.60 103.86
110.48
1990 4365.00 1876.00 1031.20 304.30 321.66 102.96
109.02
1991 4472.00 1898.00 1151.40 341.60 338.03 108.62
118.40
1992 4221.00 1862.00 1335.90 379.80 367.15 112.40
133.30
1993 4499.00 1692.00 1624.30 403.50 426.27 105.70
135.00
1994 4371.00 1605.00 2013.00 483.50 532.91 106.50
124.90
1995 4397.00 1503.00 2421.40 547.30 622.45 108.20
115.20
1996 4277.00 1429.00 2594.70 561.70 677.22 105.13
120.88
1997 4040.00 1327.00 2588.20 543.80 698.23 103.84
110.21
资料来源：①来自于《中国工业经济统计年鉴1998》和《中国工业经济统计年鉴(1995)》 。1978年及以后各年是按照新的标准行业分类调整的数字。这些数字是区县以上工业企业数 字 ，包括乡办工业企业。②1989年及其以前各年的“职工生活费用价格指数”，来自于《中国 统计年鉴1995》第250页。1990年及其以后年份的价格指数，则是间接换算来的。具体换算 方法是这样的：首先，从《中国统计年鉴1998》中查出“城市居民消费价格指数(197 8=100)”的序列；接着，再根据这个序列计算出1989年=100新的相应序列；最后，以前面直 接得 到的1989年的“职工生活费用指数（1950年=100）”，和这个新序列相乘，换算出1990年及其 以后年份的价格指数。③来自《中国工业经济统计年鉴1998》和《中国工业经济统计年鉴19 95》，包含了乡及村以下工业。