养老金双轨制差距增大 占工资收入比重逐年下降
有消息称，目前人社部已有成型的养老金改革方案，正在修改完善。方案对养老金入市、养老金双轨制、延迟退休等改革的总体方向不会有太大变化。
随着我国养老金占工资比重逐年下降，社保制度主要目标之一的“保基本”正在弱化，亟需对社保制度作出整体改革。
国际劳工组织制定《社会保障最低标准公约》，提出养老金替代率，也就是退休工资占收入比的最低目标为55%。
据中国社科院世界社保研究中心发布的《中国养老金发展报告2012》对城镇基本养老保险替代率进行测算，数据显示，养老金替代率由2002年的72.9%下降到2005年的57.7%，此后一直呈下降趋势，到2011年，这一数字更是降至50.3%。
而按照人社部专家咨询委员会专家、中央财经大学社保系主任褚福灵测算，2011年我国企业养老金替代率仅为42.9%，低于国际警戒线。
健全养老金调整机制
养老金替代率不仅关系到退休人员的切身利益，且同整个基本养老保险制度的运行密切相关。作为整个养老保险制度体系的关键点，替代率水平是否合理，反映的是整个制度的安排和政策取向。
中国社科院世界社保研究中心副秘书长齐传钧认为，不只是中国，从上个世纪90年代开始，很多发达国家的养老金替代率也开始进入下降通道，当然二者原因不同。对于发达国家而言，因为人口老龄化更为严重，在经济全球化过程中竞争力开始相对下降，不得不通过降低养老金待遇来减轻对实体经济税负的影响。
有学者认为，我国养老金替代率下降的主要原因，并不是退休金增长速度慢，而是近年来在职劳动者平均工资收入增长异常迅速。
根据国家统计局数据估算，2000-2010年，我国城镇职工工资水平年均增长率接近15%。同一时期，基础养老金水平仅按10%的标准提高，明显低于同期城镇职工平均工资的增长速度，自然导致养老金实际替代率水平下降。
齐传钧表示，对于中国而言，养老金替代率下降主要是基本养老保险制度统筹层次不高，一些地方养老金发放困难，根本无力保持住目标替代率水平不变，而一些基金结余比较高的地方在发放养老金困难地区的衬托下，没有提高养老金待遇的政治动力，反而把降低缴费率，增强本地企业的竞争力作为理性选择。
另外，养老金自动上调机制迟迟没有建立起来，而人为调节幅度始终低于社会平均工资增长率，从而导致退休者养老金替代率水平继续走低。目前我国仅对城镇企业职工基本养老保险领取制度做了调整。
虽然从2005年开始，我国连续上调城镇职工基本养老金10%，但直到今天，依旧没有出台明确的养老金调整机制。同时，不调整中国养老金的结构，机关事业单位养老金仍然比企业高，差距不是缩小而是扩大。
在中国的工资增长率连续多年两位数增长的情况下，替代率作为衡量不同代际间收入差距的指标，想要提高到与工资增长速度相当的替代率水平，意味着养老金的调整参数应当贴紧工资增长率。
养老金双轨制差距增大
目前，我国城镇职工的总体缴费率位居世界前列，但对应产生的替代率却相对较低，除了包括制度运行中存在的逃漏费、费基不实、提前退休等现象，一个重要的原因在于职工个人缴费的回报率过低，尤其是个人账户的投资回报过低，已严重影响到养老金的整体替代率水平。
另一方面，事业单位人员和公务员的养老金替代率一直维持在80%至90%的高水平，其中，公务员的替代率水平要更高。据褚福灵
估算，1995年至2002年中国事业单位和机关单位的养老金替代率居高不下，总体维持在92%-107%水平。
西北大学公共管理学院副教授张盈华认为，机关事业单位的生活补贴由地方财力负担，具备了“准职业年金”的性质，从这个角度上看，机关事业单位退休金替代率是退休费替代率和职业年金替代率之和。
而城镇企业职工始终只有基本养老金，其替代率没有考虑企业年金部分或者根本没有企业年金。因此，机关事业单位和城镇企业职工两类群体的退休收入替代率是有差别的。
双轨制下带来的养老金差距也引发了政府部门的关注，从2008年开始，5省市事业单位试点改革到现在，5年过去了，仍然没有实质性突破，业内人士认为，这说明在现有思路下，根本无力解决这一问题。
“在现有制度下即使可以实施机关事业单位养老金体制改革，也是治标不治本，原因就在于政府有太多动力和机会将自身的福利最大化，福利‘瘦身’的同时很难保证不会再反弹。”齐传钧表示。
资料来源于腾讯网21世纪经济报道
全球化与劳动收入占比：基于劳资议价能力的分析作者：唐东波
管理世界 2011年11期
一、引言 自1978年推行改革开放政策，尤其是1995年以来，中国经济的自由化程度不断提高。并且，随着国际贸易规模的不断增大和FDI流入的持续增长，中国经济的全球化水平获得了极大的提升。1978-2007年，中国的外贸依存度已从38.65％上升至64.80％，实际利用外资金额从375.21亿美元上升至747.68亿美元，年均增长8.27％。中国经济已成功地融入全球化进程，中国增长模式作为诸多发展经济体的成功典范而广受推崇。与此同时，积极参与国际市场分工协作亦给近30多年的中国和世界经济带来了深刻的影响。一方面，中国经济高速增长为数以亿计的农业人口提供了就业机会，劳动力的大规模流动带来了中国历史上最大规模的城市化。并且，中国经济如此广泛地改变了世界人口的日常生活，让中国的国家概念在西方变得直观可感。另一方面，与经济增长和全球化的突出表现相比，中国居民收入水平在过去的10余年中却增长缓慢。就初次分配中的劳动收入占比而言，大多数发展中国家和发达国家的劳动收入占比为55％～65％(Gollin，2002)，然而，以中国国家统计局公布的GDP收入法中的劳动者报酬计算，1995-2007年中国的劳动收入占比从52.52％下降为39.73％①。特别地，在1997年亚洲金融危机之后，劳动收入占比更是持续下降。可见，这种收入分配状况不符合世界各国普遍的分配规律，同时也有悖于传统贸易理论中所述的基于各自比较优势的国际分工有助于提高发展中国家劳动收入占比的经典结论。 为了探索全球化进程中，中国劳动收入占比的变化趋势，本文将借助于开放经济中后凯恩斯对立要求模型(Post-Keynesian conflicting claims model)(Rowthorn，1977；Arestis，1986)，构建以劳动市场谈判为特征的劳动收入占比决定方程，进而系统考察全球化等因素对中国劳动收入占比的影响机制。其中，收入分配不仅取决于劳方工资议价能力和资本深化程度，而且还受到国际贸易、资本流动以及政府行为的影响。价格水平由要素成本和汇率水平等因素决定，由此模型推导的劳动收入占比决定式将作为本文计量分析的理论基础。 另外，在世界经济全球化背景下，随着各国金融开放和市场结构的不断深化，金融全球化尤其是金融市场一体化进程明显加快，其结果，金融自由化显著地促进了各国经济增长。然而，与金融全球化伴随而来的是世界经济的系统性风险显著上升，使得经济危机尤其是金融危机频繁爆发。因此，在当前的经济稳定再次受到全球金融危机的冲击时，理解全球化进程中的金融危机对收入分配的作用机制尤为重要②。在本文计量分析中，我们考察了1997年亚洲金融危机对中国劳动收入占比的影响。 本文余下部分结构安排如下：第二节是相关文献的评述。第三节，我们借助于后凯恩斯对立要求模型构建中国劳动收入占比的决定方程，并对中国劳动收入占比有关的经验数据做出说明，以提供进一步讨论的背景。第四节是基于劳动收入占比理论模型的经验研究，我们首先介绍所采用的计量模型和估计方法，然后在一般动态模型框架中讨论回归分析结果，并作了进一步的稳健性检验。第五节是关于理论模型和计量分析的全文总结及本研究的政策含义。 二、文献评述 根据后凯恩斯对立要求理论，价格水平由企业按照可变成本加成法得到，企业的定价行为是决定国民收入初次分配中劳动收入占比的重要因素。Desai(1973)、Rowthorn(1977)、Dutt(1987)和Lavoie(1992)等研究相继发现，当资本的实际收入占比低于期望值时，企业往往通过调整其成本加成比例以提高价格水平。作为劳方而言，由于此时实际工资水平下降，名义工资在劳资议价过程中获得相应的调整，但总体上，更高的单位成本加成比例意味着更高的资本收入占比(Weintraub，1959；Harris，1978；Naish，1990)。事实上，劳动和资本在初次分配中的收入占比，不仅取决于企业的定价行为，而且受到劳方本身的议价能力、经济发展水平、资本深化程度以及政府财政支出政策等因素综合影响。特别地，随着全球经济一体化程度不断提高，进出口贸易和FDI流动对劳资议价的作用也将显得愈发重要。 (一)关于全球化对劳动收入占比的影响 基于H-O(Heckscher-Ohlin)模型与Stolper-Samuelson模型的传统贸易理论认为，对于在劳动密集产业具有比较优势的发展中国家而言，在长期，全球化贸易(IMP/GDP，EXP/GDP)的扩大所带来的劳动需求的增加，通过工资与就业等因素的影响，必然会提高国民经济中的劳动收入占比。然而，也有研究认为，劳动和资本均作为生产要素，在权衡两者之间的利益分配时，出口导向型政策往往会倚重于资本而非劳动(Van der Hoeven & Saget，2004)③。随着国际资本流动性持续增强，其对劳动要素的“惩罚效应”所导致的最终结果是，全球化进程中激烈的竞争压力已从资本转向劳动(Feenstra &Hanson，1997；Rodrik，1998；Burke & Epstein，2001；Harrison，2002)。倘若该结论成立，那么，全球化将使得初次分配中劳动收入占比趋于下降。 需要指出的是，这类文献均强调了技术偏好对国民收入分配的影响。当国际化生产活动中资本和技术扮演愈来愈重要的角色时，厂商在节约劳动投入方面所作的种种努力，其结果必然是生产活动的资本密集程度不断提高。为获得更多资本和技术而竞争的各国经济在参与国际分工过程中，其劳动收入占比将趋于下降。Ghosh(2005)研究证实，无论发达国家还是发展中国家，表现为劳动节约型技术进步已成为全球化生产进程中的共同趋势，并且，对于绝大多数出口导向型发展中国家而言，劳动产出弹性正逐渐降低，如果劳动生产率的提高未能在工资中获得充分体现，那么，不管高技能工人还是低技能工人，工资水平和劳动收入占比都将受到不利的影响。 关于FDI对劳动收入占比的影响机制，可以归纳为以下几个方面。首先，从有利的方面讲，FDI的流入意味着新的项目和就业机会，进而直接刺激了本国劳动需求，与此同时，相对本地企业，外资倾向于支付更高的工资水平(Zhao，2001，2002；Liu et al.，2004)，“工资外溢”(pecuniary spillover)效应(Fosfuri et al.，2001)将提高整体劳动报酬水平，并且，外资规范的用工标准和现代管理技术同样有助于改善劳动者的境遇(Liu et al.，2004)。其次，FDI对劳动收入占比的消极影响也不容忽视，譬如在两部门经济中，即使吸引外资的现代部门对劳动收入占比有一定的促进作用，但由于部门之间的外溢效应非常有限，两部门经济的劳动收入差距进一步扩大，进而不利于整体就业与工资水平的提高(Gallagher & Zarsky，2004；Ghosh，2005)。第三，外资进入亦会对国内资本产生一定的负面影响。一方面，FDI将进一步降低内资企业的劳动工资谈判能力，另一方面也会使得中小型内资企业在劳动市场上失去竞争优势。譬如，Feenstra和Hanson(1997)研究发现，为吸引美国FDI流入及更多技术进步的种种压力直接影响到墨西哥低技能工人的相对需求，其结果是，尽管高技能工人的需求相对增加，但占据劳动市场主体地位的低技能工人的需求锐减，国民经济中的整体劳动收入占比不断下降。 可以说，如果全球化进程中FDI的流动是追求经济效率的提高而不是市场份额的扩大，那么，相对较低的劳动成本显然是吸引FDI流入的主要因素。随着FDI在经济增长中的贡献逐渐增强，劳动成本的相对上升所引发的资本外逃的种种威胁使得劳动工资下降的压力亦愈来愈大，这种为资本而竞争的全球化的必然结果即劳动工资水平被压至最低。 (二)劳动收入占比与其他经济因素的关系 资本深化对劳动收入占比的作用并未取得一致的结论。Diwan(2000)通过135个国家的样本进行实证考察，结论是资本深化对富裕国家的劳动收入占比有促进作用，但与穷国的劳动收入占比负相关。Bentolina和Saint-Paul(2003)对OECD国家的研究发现，资本深化对劳动收入占比的影响显著为负。 关于政府财政支出的影响，Diwan(2000)研究发现，财政支出扩张有利于贫穷国家劳动收入占比的提高，类似的结论在Harrison(2002)、Lee和Jayadev(2005)和Jayadev(2007)的研究中也可得到。 当然，在考虑全球化对国民经济初次分配中劳动收入占比的影响时，我们无法避开经济增长本身。在跨国研究中，Harrison(2002)发现劳动收入占比在发达国家与发展中国家呈现截然不同的变化规律：劳动收入占比在发展中国家下降而在发达国家上升。由此可以推论，在一个国家由发展中国家向发达国家的转变过程中，工资份额应该是先下降后上升，整个过程犹如一条U型曲线。Elias(1990)、Hofman(2001)及Shastri和Murthy(2005)等研究也发现发展中国家的劳动收入占比趋于下降。但是Lee和Jayadev(2005)及Jayadev(2007)的研究表明，劳动收入占比在大多数时候同经济增长正相关。 (三)关于中国劳动收入占比的研究 有关中国的劳动和资本在国民经济收入分配中的比例之争，Minami和Hondai(1995)研究国有企业亏损问题时，就提出了“工资侵蚀利润”之说，然而最近的相关研究却发现，由于垄断等制度性因素，中国企业(尤其是国有企业)存在“利润侵蚀工资”的现象，由此造成劳动收入占比的下降(Kuijs，2005；王诚，2005；郑志国，2008；白重恩等，2008)。 为了系统回答中国劳动收入占比下降的原因，罗长远、张军(2009)从产业结构角度审视这一问题，并认为第一产业在国民经济中所占比例的下降是导致劳动收入占比下降的主要原因，类似的研究还包括徐现祥、王海港(2008)。赵俊康(2006)认为技术进步所导致的劳动需求的减少造成了工资份额的下降。王云飞、朱钟棣(2009)则从开发程度和劳动市场扭曲来分析要素收入分配的变化。邵敏、黄玖立(2010)发现，1998-2003年中国工业行业劳动者报酬份额平均降低约5个百分点主要源于FDI负向的“工资溢出”效应，但贸易开放则会促进行业劳动者报酬份额的提高。 劳动收入占比演变规律的理论探索主要集中在新古典理论体系。以中国经济为背景的相关理论研究的主要代表有李稻葵等(2009)、Li等(2000)、尹恒等(2005)以及王弟海、龚六堂(2006)等。但由于新古典理论以劳动市场出清为前提，无法体现Lewis(1954)关于二元经济下无限劳动力供给这一假设，因此该理论体系下的各种学说难以解释当前的中国经济问题(龚刚、林毅夫，2007)。与新古典理论体系不同的是，后凯恩斯经济学是一个颠覆性“无需均衡”(“without equilipium”)(Arestis，1996)的开放性理论框架，当劳动市场无法出清时，该理论体系易于反映劳资双方在初次分配中的收入占比问题。本文将试图在后凯恩斯对立要求理论框架下考察全球化如何影响了中国的劳动收入占比。 三、模型与数据 (一)模型 在解释全球化对工业化过程中各国劳动收入占比的影响时，我们需要综合考虑本国要素市场各方“谈判力量”机制(Arestis & Skott，1993；Guscina，2006)。例如，Onaran(2009)关于工资收入占比的跨国研究显示，全球化因素正是通过劳动市场的劳资议价机制影响了各国的工资占比水平。因此，与新古典经济理论中技术和偏好决定生产过程中各要素收益不同的是，本文将借助于开放经济中的后凯恩斯对立要求模型，构建中国的劳动收入占比决定方程。与此同时，考虑到中国仍处于工业化发展阶段，相对资本而言，劳动力资源较为丰裕，因此，资本深化程度对国民经济初次分配的影响就显得尤为重要④。
其中，GLOBAL为向量形式，表示进出口贸易和FDI等全球化因素。由于实际劳动收入占比(LS)为实际协议工资(W)与实际劳动生产率(PROD)及实际价格水平(P)的比值，经对数化的线性表达式即为⑦： 
综合上述分析，并考虑到政府财政支出(G)对国民收入初次分配的影响⑨，我们可得到劳动收入占比的决定方程： 
(二)数据 本文的经验研究以中国省级面板数据为基础，采样频率为年度，时间跨度为1995-2007年。在中国内地31个省、直辖市、自治区中，西藏自治区由于缺少较多年份数据暂不考虑，重庆作为直辖市于1997年设立，为分析方便，本文将重庆市与四川省数据合并，这样我们的样本横截面单元为29个。 
文中所用变量说明如下：劳动收入占比(ls)为劳动报酬占GDP比例；劳动生产率由人均产出(y)表示；汇率水平(x)采用直接标价法，即每100美元兑换为人民币金额；经济活动人口(n)为15～65周岁人口；刻画政府行为如何影响劳动收入占比的指标(G)由政府财政支出占GDP比例表示；资本深化程度(K/Y)由资本存量与GDP比值表示；在全球化指标中，国际贸易由进口(IMP)/GDP和出口(EXP)/GDP表示，FDI/GDP指标刻画国际资本对本国劳动收入占比的影响。为考察亚洲金融危机的影响，我们设置了虚拟变量(Dummy)，即1998、1999年为1，其余各年均为0。 关于各指标的数据来源，ls、x与n数据源自历年《中国统计年鉴》；IMP/GDP、EXP/GDP、FDI/GDP、G及y等指标均来源于《新中国六十年统计资料汇编》，但广东省进出口数据的数量级有误，故我们以历年《中国统计年鉴》的数据为准；省级资本存量数据来自复旦大学中国社会主义市场经济研究中心“中国各省资本存量数据(1952-2005)”，2006-2007年的资本存量数据按照Zhang Jun等(2007)的方法推算获得。各主要变量的描述性统计量见表1。 四、计量分析 (一)估计方法 本文采用以下一般动态面板数据模型，作为考察全球化等因素如何影响了劳动收入占比的基本模型： 
以上模型估计的基本条件为各解释变量须与误差项
的过去、现在和未来值均不相关，此条件下，我们称这些变量为严格外生变量(strictly exogenous variables)，事实上，在劳动收入占比方程中，这种严格意义上的外生关系难以成立。由于方程右边的解释变量包含了被解释变量的滞后项，从而使得解释变量与误差项相关，因此采用标准的随机效应(FE)或固定效应(RE)估计，将导致参数估计的非一致性。可见，估计劳动收入占比动态方程最主要的困难在于如何控制各解释变量与误差项的相关性，即内生性问题。Arellano和Bond(1991)提出差分广义矩(Diff-GMM，Difference Generalized Method of Moments)估计法以解决模型内生性问题，并试图有效控制面板数据中各截面点难以观察的个体特征。 Diff-GMM估计的一个突出优点是通过控制固定效应
成功地克服了变量遗漏(omitted variable)问题，而且还较好地解决了反向因果性(reverse causality)问题。但是，差分广义矩(Diff-GMM)估计在其差分转换中会导致一部分样本信息的损失，且当解释变量在时间上具有持续性时，工具变量的有效性将减弱，从而影响估计结果的渐进有效性。Arellano和Bover(1995)、Blundell和Bond(1998)及Windweijer(2005)对此弱工具变量问题进一步研究并发现，将原模型中的水平方程(level equation)并入差分方程(differenced equation)联立求解，在难以观察的各地区的固定效应与解释变量的差分不相关的弱假设下，能够得到额外的矩条件，矩条件的增加能带来估计效率的提高，这种方法被称为系统广义矩(Sys-GMM)估计。在工具变量的选取上，Sys-GMM估计实际上是对原模型中的前定变量和内生变量，选择它们的一阶差分的滞后项作为工具变量和对应差分方程的相关矩条件一起进行回归⑩。 由于利用了更多的样本信息，Sys-GMM估计一般比Diff-GMM估计更有效，但其有效性需以系统估计中新增工具变量有效性为前提，Arellano和Bover(1995)及Blundell和Bond(1998)建议使用Sargan统计量(Difference Sargan)检验，其原假设为：新增工具变量有效。关于动态面板数据模型滞后阶的选取，Arellano和Bond(1991)建议进一步检验估计之后的差分残差项的序列相关性作为参考标准，在本文模型估计中，将分别给出差分转换方程的一阶和二阶序列相关检验。在一般情况下，如果没有二阶序列相关则可断定“序列不相关”的原假设成立。GMM估计又可分为一步(one-step)和两步(two-step)估计，由于在有限样本条件下两步(two-step)估计法所得统计量存在严重的向下偏误，从而影响统计推断(Bond et al.，2001)，且一步估计法的渐进误差较小，较两步估计法更为可靠(Blundell & Bond，1998)，因此本文回归估计时采用一步估计方法，并且，模型估计整体显著性由Wald检验来实现。 鉴于此，为有效控制各省份难以观察的个体特征等固定效应，以及各解释变量的内生性，同时避免存在弱工具变量等问题，本文将采用一步系统广义矩(one-step Sys-GMM)估计对劳动收入占比动态方程进行计量分析。关于工具变量的设置，我们进行如下处理：由于中国实行严格的计划生育政策，因此我们有理由将经济活动人口(n)当作外生变量，同时年份虚拟变量(Dummy)也为严格外生变量，为了稳健起见，其他变量均视为弱外生变量，我们使用系统“内部工具”，用弱外生变量的滞后项作为其自身的工具变量。 在模型估计中，除了各变量的统计检验外，我们还将重点报告与Sys-GMM有关的三项检验统计量指标。其中，Sargan检验的卡方统计量用于检验约束条件是否存在过度识别(over-identifying restrictions)，即检验工具变量的合理性。具体地，我们将在回归结果中同时给出Sargan检验的卡方统计量值及其伴随概率p值。AR(1)与AR(2)用于检验估计残差是否存在一阶和二阶序列相关性，通常认为，在无序列相关的零假设下，AR(1)与AR(2)统计量渐进服从标准正态分布。 (二)估计结果及其分析 劳动收入占比基本模型的估计结果如表2所示。其中，Sargan检验卡方统计量在一般显著性水平下均不显著，我们接受Sys-GMM估计工具变量有效的原假设，且AR(2)检验统计量值表明模型回归估计的残差序列二阶不相关，因此劳动收入占比基本模型在统计上具有有效性和一致性。对于各个动态面板数据模型，其估计结果整体显著性的Wald检验均在1％显著性水平上显著，故所用模型对各个变量的系数估计结果至少具有99％的置信度(11)。劳动收入占比滞后项
的系数估计值均在1％的显著性水平上显著，且为正值，可见劳动收入占比持续效应明显，这也进一步验证了理论部分所构建的基本动态模型的合理性。下面我们就估计结果进行归纳并作简要的讨论。 
首先，全球化指标中的对外贸易(IMP和EXP)对劳动收入占比的影响均显著为正，这一经验结果与传统贸易理论的结论基本一致。虚拟变量
与进出口贸易交互项的回归系数并不显著，但都为正值，该结论与Diwan(2001)就外贸依存度有助于提高危机期间劳动收入占比的研究不谋而合。 关于FDI对劳动收入占比的影响，理论上，外资流入缓解了国内资本的短缺，根据劳资议价模型，FDI增长应有利于劳动收入占比的改善，但经验结果显示，FDI的系数显著为负，这一结论与邵敏、黄玖立(2010)所指的FDI负向“工资溢出”效应颇为相似。对此，我们可以结合中国的分权模式和FDI结构特征来理解：(1)地方政府为FDI而展开的竞争弱化了劳动者的谈判地位，低劳动力成本被视为招商引资的必要手段，FDI通过“用脚投票”的方式在不同省份之间转移，而劳动力却因户籍制度等因素的约束存在流动障碍。简而言之，资本的议价能力被人为抬高。(2)长期以来，中国的FDI主要以邻近国家或地区为主。例如，1994-2004年中国香港在中国内地外资总额中的比重年均高达42％(Prasad & Wei，2005)，并且在中国的FDI中，大约40％属于“回流型”(round-tripping)(Xiao，2004)。无论邻国或地区的外资还是“回流型”FDI，均看中的是中国廉价劳动力和地方政府的优惠政策，基于这种流入动机必使得劳动收入占比的上升空间十分有限。由此可见，FDI对中国劳动收入占比的负作用，依然可在劳资议价理论框架中得到合理解释。 其次，当期人均产出
系数显著为负，而上一期
则为正，但统计上并不显著，总体上与李稻葵等(2009)研究结论一致。一方面，就影响机制而言，当期人均产出增长的就业效应已被技术进步和劳动生产率的提高所完全抵消，进而劳动收入占比总体上呈现一定的逆周期性特征。当然，倘若从产业结构角度审视这一问题，我们还可以这样理解：随着中国经济发展水平的提高，其产业结构中第一产业与第二、三产业的比重此消彼长，由于第一产业的劳动收入占比相对较高，在现代服务业发展滞后的条件下，工业化必将引起整个经济中劳动收入占比的下降。另一方面，上一期产出的回归系数为正，也在一定程度上反映了产出对工资和就业的影响存在明显的时滞。 进一步，为考察经济增长与劳动收入占比之间是否存在“U”型关系，我们加入了人均产出平方项
，可以发现系数显著为正，而系数仍显著为负。由此表明，经济增长与劳动收入占比之间确实存在“U”型关系。综合劳资议价理论和李稻葵等(2009)的二元劳动力转移分析，这一结果的逻辑在于：由于经济发展过程中劳动力在不同部门间转移的摩擦力大于资本运动所面临的阻力，特别是在全球化背景下，资本方更具有谈判能力，其结果必然是劳动力回报在经济发展过程中低于其边际产出。所以劳动收入占比在经济发展初期呈下降趋势，但随着劳动力转移逐步完成及第三产业特别是现代服务业的兴起，劳动收入占比将止跌回升。 
上述无约束的一般动态模型估计为我们展示了全球化等因素与中国劳动收入占比的动态关系，然而，接下来的问题是，这种影响机制是真实的吗？抑或我们仅仅抓住了各变量在时间上的相关性呢？因此，为检验基本模型估计结果的稳健性，我们有必要进一步考察各变量的长期关系是否存在？如果存在，那么建立一个反映长期协整关系的误差修正模型将是一件有意义的工作。 (三)稳健性检验 首先，依据基本的劳动收入占比动态决定方程，并综合考虑经济增长与劳动收入占比之间存在“U”型关系，加入人均产出平方项
之后，我们可得其长期均衡关系为： 
经检验，长期均衡关系式中的各变量均为I(1)，且存在面板协整关系(12)。据此，我们可以估计反映中国劳动收入占比长期变化趋势的均衡方程，结果列于表3中。容易发现，全球化贸易有助于劳动收入占比的提高，而FDI的作用依然为负。其他变量如汇率贬值、资本深化和政府支出扩张等显著改善了中国的劳动收入占比，而经济活动人口的增加仍为不利因素。同时，经济增长的“U”型关系在长期依然存在。 
其次，基于劳动收入占比长期关系的估计结果，我们可以进一步估计反映长期协整关系与短期动态调整的面板误差修正模型： 
其中，误差修正项的估计系数ψ反映了长期协整关系的稳定性。其余估计系数表示各自变化率对劳动收入占比变化率的短期影响。估计结果见表4。 
从变化率的角度看，在样本期内对中国劳动收入占比产生显著正向影响的变量包括进出口贸易(ΔIMP和ΔEXP)、汇率(Δx)、资本-产出比(Δ(K/Y))以及政府财政支出(ΔG)等，而对劳动收入占比产生不利影响的变量则包括FDI(ΔFDI)和经济活动人口(Δn)。经济增长与劳动收入占比之间仍存在“U”型关系。由于采取差分形式，误差修正模型中解释变量的估计系数实际上反映了各自变化率与劳动收入占比变化率之间的弹性关系，但我们仍然可以发现，其估计系数的符号和显著性水平均与之前的分析基本一致。并且，所有估计方程的误差修正项系数ψ＜0且|ψ|＜1，说明短期调整收敛于长期协整关系，模型具有稳定性。 综上可见，稳健性检验中的长期协整估计和短期调整模型的结果均支持了劳动收入占比基本模型的分析结论。 五、总结及政策含义 基于后凯恩斯对立要求模型的收入分配理论，本文构建了中国的劳动收入占比决定方程，并利用中国1995-2007年的省级面板数据实证研究了全球化等因素对国民经济初次分配中劳动收入占比的实质影响。通过计量分析，我们获得了若干有意义的结果。 在全球化影响因素中，一方面，进出口贸易显著地改善了中国的劳动收入占比，这一经验结果与传统贸易理论的结论基本一致。另一方面，FDI却不利于劳动收入占比的提高。这主要源于中国的财政分权体制强化了地方政府之间在招商引资方面的竞争，人为地抬高了资本的谈判地位。与此同时，以邻国或地区为主体的FDI流入，其目的是利用中国廉价劳动力和优惠政策，在这一背景下，劳动者报酬的上升空间被极大地压缩。 经济增长与劳动收入占比之间存在“U”型关系，当前劳动收入占比的持续下降可能与中国经济尚处于曲线的下行区间有关。 按照汇率对价格的传导机制，在国内的劳动市场工资调整存在“刚性”(stickiness)和“滞后”(hysteresis)时，汇率贬值通过价格上升进而不利于劳动收入占比的提高。但是，汇率贬值刺激出口所带来的劳动需求增长同样有助于提高国民经济的整体劳动收入占比水平。总体来看，汇率贬值对中国劳动收入占比有积极作用。 政府的财政支出扩张显著地改进了劳动收入占比。资本积累也有利于劳动收入占比的上升，但效果并不显著。经济活动人口的扩张显然不利于劳动收入占比的上升。 本文的政策含义较为明显，在全球化进程中，FDI和经济增长对劳动收入占比的不利影响是需要区别对待的，前者是因为“扭曲”地为资本而竞争在要素市场收入分配的体现，后者则反映了劳动收入占比的经济发展阶段性特征。因此，为提高初次分配中的劳动收入占比，政策上需要抑制地区之间在招商引资方面的恶性竞争，确保随着FDI的流入，资本的稀缺获得缓解的同时，劳资议价能力应得到相应的平衡。与此同时，中国劳动收入占比的改善仍有赖于积极开展对外贸易。并且，大力发展现代服务业，实现经济由传统工业向现代服务业转型，将有利于经济增长中的劳动需求，进而提高中国的劳动收入占比水平。在扩大财政支出的同时，加强法律和工会对劳动者权益的有效保护，改善劳动市场就业环境，降低劳动供需双方的交易成本，切实提高劳动工资的议价能力也是可供选择的政策工具。 文章初稿曾先后在课题组双周讨论会和复旦大学博士生学术论坛报告过，作者感谢与会者的有益评论，尤其感谢张军、陈钊、章元、罗长远、吴建峰、王永钦、杨长江、张涛、石磊、刘晓峰及谢露露对本文的批评和建议。David Roodman所开发的“xtabond2”程序代码为本文的计量分析提供了诸多便利一并致谢。当然，文责自负。 注释： ①尽管有研究认为，2003-2004年统计核算方法的改变使劳动收入占比被低估了6.29个百分点(白重恩、钱震杰，2009)，但在剔除了统计核算方法的影响后，劳动收入占比大幅下降的总体趋势并未改变。因此，本研究仍以中国国家统计局公布的数据为准。 ②Crotty和Lee(2002)的研究曾强调金融危机对韩国经济结构重组的重要影响，并指出这一结构性变迁绝非正常经济情况下的民主化手段所能完成。 ③这其中的逻辑是简单的，在经济结构转型期间，贸易全球化与资本自由化的同时，劳动市场上为放松管制的种种改革将限制企业工会组织的成长，进而削弱劳方的集体议价能力。关于全球化与发展中国家的劳动市场制度变迁及其结果的评述，可参见Van der Hoeven和Saget(2004)。 ④Ize(1984)研究指出，利用后凯恩斯对立要求模型研究要素收入分配时，需要充分考虑劳动和资本要素的相对稀缺性。 ⑤通过就业人口与经济活动人口之比来刻画劳动市场的松紧状况，这与非加速通胀失业率(Non-accelerating Inflation Rate of Unemployment，NAIRU)框架下有关协议工资的理论分析是一致的。 ⑥鉴于中国劳动市场就业数据的准确性，本文使用“资本产出比”即资本深化程度，表示劳资要素的相对稀缺性。 ⑦本文所用变量经对数化之后，均由对应的小写字母表示，当然，资本产出比(K/Y)和政府财政支出(G)，以及全球化(IMP，EXP和FDI)等变量仍采用大写形式。类似的对数化处理，下文不再另行说明。 
⑨Diwan(2000)研究发现，财政支出扩张有利于贫穷国家劳动收入占比的提高，类似的结论在Harrison(2002)、Lee和Jayadev(2005)及Jayadev(2007)的研究中也可得到。 ⑩Blundell和Bond(1998)发现，变量的一阶差分项与截面的固定效应不存在相关性，因此，将各变量的差分滞后项作为工具变量具有合理性。 (11)后续分析中的Sargan检验、AR检验及Wald检验可作同样解释，不再另行说明。 (12)为了行文重点突出，此处未报告具体的检验过程，结果备索。作者介绍：唐东波，复旦大学中国社会主义市场经济研究中心
《企业工资条例》将出台调控收入差距6月，北京、河南、上海等地相继公布当地工资指导线，包括工资基准线、上线和下线，为企业工资制定提供参考――今年工资指导线涨幅明显高于往年，其中北京等地工资下线首次从零增长或负增长提高到正增长。中国劳动学会薪酬专业委员会会长苏海南解释称，这主要是根据各地经济发展、企业效益提高以及物价上涨等因素安排的。目前工资指导线已在全国29个省、自治区、直辖市建立。
目前，人力资源和社会保障部有关部门正在起草的《企业工资条例》也将对工资指导线、工资集体协商制度等做进一步明确的规定。 在收入差距不断拉大的整体背景下，工资条例等相关工资调控，被冀望用以提高劳动者报酬在初次分配领域所占比重，不断缩小收入差距。 工资指导线普涨 工资指导线，是政府对企业工资进行宏观调控的重要措施，每年年中由省市政府或相关部门集中发布。该线具体包含“三线”，其中基准线适用于生产发展正常、经济效益增长的企业；上线适用于经济效益较快增长的企业，是企业必须自觉遵守、政府允许达到的增长最高限额；下线适用于经济效益下降或亏损的企业。 工资指导线普涨已是不争的事实。 6月10日，北京市劳动保障局发布了该市2008年企业工资指导线，首次把往年企业工资指导线的下线从“零增长或负增长”，改为“增长3.5％”，即建议在京企业至少为员工涨工资3.5％。 同时，工资增长的上线定为16.5％，基准线为11.5％，“此次上线和基准线均比去年提高了2％。特别是下线也突破性地提升到增长3.5％，这主要是由于当前物价水平攀升较快。”北京市劳动保障局有关负责人解释称。 上海市劳动和社会保障局日前公布的“企业工资增长指导有关规定”也称，今年企业工资增长平均指导线为11％，其中上线为16％、下线为5％。平均指导线比去年高出2％；16％的上线也比去年增加4％，5％的下线比去年增加2％。 河南省日前公布的工资指导线，上线为22％、基准线为18％、下线为7％，“特别是下线有很大提高，前两年这个数字仅为3％。”河南省劳动和社会保障厅工资处副处长黄振宇对记者表示。 苏海南称，下一步该制度还将逐渐细化到市，“先将省、区工资指导线细化到各城市；其次，还可考虑在城市内分行业发布主要行业工资指导线，这样针对性将更强一些”。 工资指导线立法争议 工资指导线并不具备法律强制力，更多的是作为政府宏观调控指导措施供企业参考。 有专家建议将工资指导线上升到法律高度，即立法机关介入工资关系调整和市场分配体系之中，督促用人单位提高职工工资。这位不愿透露姓名的劳动法研究专家称，从理论上说，劳动者工资标准应由劳动者与用人单位协商决定，但由于我国尚未建立完善的工资集体谈判机制，故由立法机关制定工资调整法，可以用法律的强制力实现用人单位与劳动者之间权利义务的对等。 但苏海南称，“工资增长应建立在地方经济发展、企业效益提高基础之上，考虑CPI变动情况，兼顾城镇就业状况、劳动力市场价格、人工成本水平等因素，并用市场经济的通行做法即企业与劳动者进行工资集体协商来实现，不能按计划经济由政府下命令来涨工资。政府规定统一涨工资的只能是吃财政饭的公务员。” 苏海南同时指出，实行工资立法，不会人为划定一条线，也并非由行政机关强制涨工资，而是理顺工资决定、工资发放中的一系列程序，并加强监督监管，保证工资的增长和地方经济发展水平、物价变动等维持在合理比例。 工资改革，应该怎么改 针对劳资不和谐的情况，国家劳动和社会保障部将采取五项措施提高企业普通职工工资收入， 目前政府部门正在着力推进两种做法：一是工资集体协商制度，目前正在探索中，有个别企业已经建立起来。通过在行业协会或者是某一区域的组织，与企业集体协商员工的薪酬标准。 据记者从中华全国总工会获悉，施行工资集体协商对提高企业职工工资收入大有帮助。有数据显示，实行工资集体协商的企业，职工工资普遍比同行业未实行工资集体协商的企业高10-15%。 此外，一些地方政府拟用“工资立法”强制企业涨工资的办法督促企业在内部建立正常的工资增长制度，提高职工的工资水平。有些地方政府还制定和公布了企业工资增长年度参考幅度来促进劳资和谐。 促收入差距缩小 在国家层面，正在考虑将工资支付、工资决定、工资调整等工资的相关方面，整体纳入到法律轨道，出台《企业工资条例》。 该条例被列入人力资源和社会保障部2008年工作计划。据该部有关负责人日前介绍，目前该条例已经形成草案，正在征求各方意见，并将陆续进入一系列立法程序。 该部一位参与条例起草的官员向本报介绍，按照草案，该条例将从工资决定的方式（工资集体协商）、最低工资、工资支付、特殊情况下的工资支付、工资的宏观调控、工资法律责任等九个方面，规范分配行为，保障劳动者劳动权益，促进建立普通职工工资正常增长机制和工资支付保障机制。 苏海南介绍，工资指导线、劳动力市场工资指导价位等行之有效的制度，也会在工资条例中提及，但不会划一刀切的硬线，让企业遵照去涨工资。 此前人力资源和社会保障部劳动工资司司长邱小平也表示，工资条例与工资增长不必互为条件，职工调薪可能参考GDP、CPI等综合因素。 “新法如出台，将进一步明确工资集体协商的主体、协商方式、协商程序和违法责任等，对‘有令不行’、拒不接受工资集体协商的行为，法律规定将加大惩处。”苏海南称。 苏海南说，在条例出台基础上，还需要进一步抓紧研究制定配套政策，比如税务部门对劳动密集型且效益一般或不好的企业，如何给予税收优惠，以鼓励其与劳动者进行工资集体协商，合理增加员工工资。这些企业的劳动者恰恰是工资低、增长慢的重要对象，如不解决他们的问题，中央要求建立的普通职工工资正常增长机制就无法落到实处。 目前各地工资指导线的宏观引导行为，乃至即将出台的企业工资条例，都是为了理顺企业内部收入分配关系，缩小企业一线员工和普通劳动者与经营管理者的收入差距。 此外，更有学者直言，在通过工资调整收入差距的同时，更要重视不同部门，如劳动部门、财税部门间的协调，在工资收入、财税收入等方面做到平衡。 “目前所实行的计税工资制度，变相鼓励企业追求利润，压低工资，这是实际工资增长跟不上利润增长的一个非常重要的原因，”中国人民大学劳动人事学院院长曾湘泉坦言。 （原载《21世纪经济报道》，有删节）
企业工资条例将出台调控收入差距
6月北京、河南、上海等地相继公布当地工资指导线，包括工资基准线、上线和下线，为企业工资制定提供参考——今年工资指导线涨幅明显高于往年，其中北京等地工资下线首次从零增长或负增长提高到正增长。 中国劳动学会薪酬专业委员会会长苏海南解释称，这主要是根据各地经济发展、企业效益提高以及物价上涨等因素安排的。目前工资指导线已在全国29个省、自治区、直辖市建立。 目前，人力资源和社会保障部有关部门正在起草的《企业工资条例》也将对工资指导线、工资集体协商制度等做进一步明确的规定。 在收入差距不断拉大的整体背景下，工资条例等相关工资调控，被冀望用以提高劳动者报酬在初次分配领域所占比重，不断缩小收入差距。 工资指导线普涨 工资指导线，是政府对企业工资进行宏观调控的重要措施，每年年中由省市政府或相关部门集中发布。该线具体包含“三线”，其中基准线适用于生产发展正常、经济效益增长的企业；上线适用于经济效益较快增长的企业，是企业必须自觉遵守、政府允许达到的增长最高限额；下线适用于经济效益下降或亏损的企业。 工资指导线普涨已是不争的事实。 6月10日，北京市劳动保障局发布了该市2008年企业工资指导线，首次把往年企业工资指导线的下线从“零增长或负增长”，改为“增长3.5%”，即建议在京企业至少为员工涨工资3.5%. 同时，工资增长的上线定为16.5%，基准线为11.5%，“此次上线和基准线均比去年提高了2%.特别是下线也突破性地提升到增长3.5%，这主要是由于当前物价水平攀升较快。”北京市劳动保障局有关负责人解释称。 上海市劳动和社会保障局日前公布的“企业工资增长指导有关规定”也称，今年企业工资增长平均指导线为11%，其中上线为16%、下线为5%.平均指导线比去年高出2%；16%的上线也比去年增加4%，5%的下线比去年增加2%. 河南省日前公布的工资指导线，上线为22%、基准线为18%、下线为7%，“特别是下线有很大提高，前两年这个数字仅为3%.”河南省劳动和社会保障厅工资处副处长黄振宇对记者表示。 苏海南称，下一步该制度还将逐渐细化到市，“先将省、区工资指导线细化到各城市；其次，还可考虑在城市内分行业发布主要行业工资指导线，这样针对性将更强一些”。 工资指导线立法争议 工资指导线并不具备法律强制力，更多的是作为政府宏观调控指导措施供企业参考。 有专家建议将工资指导线上升到法律高度，即立法机关介入工资关系调整和市场分配体系之中，督促用人单位提高职工工资。这位不愿透露姓名的劳动法研究专家称，从理论上说，劳动者工资标准应由劳动者与用人单位协商决定，但由于我国尚未建立完善的工资集体谈判机制，故由立法机关制定工资调整法，可以用法律的强制力实现用人单位与劳动者之间权利义务的对等。 但苏海南称，“工资增长应建立在地方经济发展、企业效益提高基础之上，考虑CPI变动情况，兼顾城镇就业状况、劳动力市场价格、人工成本水平等因素，并用市场经济的通行做法即企业与劳动者进行工资集体协商来实现，不能按计划经济由政府下命令来涨工资。政府规定统一涨工资的只能是吃财政饭的公务员。” 苏海南同时指出，实行工资立法，不会人为划定一条线，也并非由行政机关强制涨工资，而是理顺工资决定、工资发放中的一系列程序，并加强监督监管，保证工资的增长和地方经济发展水平、物价变动等维持在合理比例。 促收入差距缩小 在国家层面，正在考虑将工资支付、工资决定、工资调整等工资的相关方面，整体纳入到法律轨道，出台《企业工资条例》。 该条例被列入人力资源和社会保障部2008年工作计划。据该部有关负责人日前介绍，目前该条例已经形成草案，正在征求各方意见，并将陆续进入一系列立法程序。 该部一位参与条例起草的官员向本报介绍，按照草案，该条例将从工资决定的方式（工资集体协商）、最低工资、工资支付、特殊情况下的工资支付、工资的宏观调控、工资法律责任等九大方面，规范分配行为，保障劳动者劳动权益，促进建立普通职工工资正常增长机制和工资支付保障机制。 苏海
南介绍，工资指导线、劳动力市场工资指导价位等行之有效的制度，也会在工资条例中提及，但不会划一刀切的硬线，让企业遵照去涨工资。 此前人力资源和社会保障部劳动工资司司长邱小平也表示，工资条例与工资增长不必然互为条件，职工调薪可能参考GDP、CPI等综合因素。 “新法如出台，将进一步明确工资集体协商的主体、协商方式、协商程序和违法责任等，对‘有令不行’、拒不接受工资集体协商的行为，法律规定将加大惩处。”苏海南称。 苏海南说，在条例出台基础上，还需要进一步抓紧研究制定配套政策，比如税务部门对劳动密集型且效益一般或不好的企业，如何给予税收优惠，以鼓励其与劳动者进行工资集体协商，合理增加员工工资。这些企业的劳动者恰恰是工资低、增长慢的重要对象，如不解决他们的问题，中央要求建立的普通职工工资正常增长机制就无法落到实处。 目前各地工资指导线的宏观引导行为，乃至即将出台的企业工资条例，都是为了理顺企业内部收入分配关系，缩小企业一线员工和普通劳动者与经营管理者的收入差距。 此外，更有学者直言，在通过工资调整收入差距的同时，更要重视不同部门，如劳动部门、财税部门间的协调，在工资收入、财税收入等方面做平衡。 “目前所实行的计税工资制度，变相鼓励企业追求利润，压低工资，这是实际工资增长跟不上利润增长的一个非常重要的原因，”中国人民大学劳动人事学院院长曾湘泉坦言。
工资收入差异分析
工资收入差异分析
摘要
为了考察工资收入是否与性别，年龄，学历，企业规模有关，我们建立计量经济学模型对其进行分析判断和预测，因国内数据不好查找，我们在这个模型中就引用日本的数据建立模型。
关键词: 工资 收入差距 线性回归
一．数据收集和模型结构
下表列出的15个工人月收入以及相应的性别，年龄层（30多岁与40多岁），学历（大学毕业，高中毕业，初中毕业），企业规模（大型企业，中型企业，小型企业）之间的关系。根据这些定性数据，通过这些定性数据，通过小面问题分析收入差距的原因。
1 为了将定性数据作为解释变量纳入模型，引入下面六个虚拟变量。根据下表制作虚拟变量的数据表。
性别 S S=1 男性 S=0 女性
年龄A A=1 40多岁 A=0 30多岁 学历(1) E1`=1 大学毕业 E1=0 其他
学历（2） E2=1 高中毕业 E2=0 其他
企业规模（1） F1=1 大型企业 F1=0 其他
企业规模（2） F2=1 中小型企业 F2=0 其他
2 设定模型
Y=α+β1S+β2A+β3 E1 +β4 E2 +β5 F1 +β6 F2 +u
α0 , β10 , β20 , β30 , β40 , β50 , β60
3 估计模型的参数，检验参数和整体模型并对模型进行修正
4 计算下列属性所对应的月收入
a)大型企业中40多岁男性大学毕业工人的月收入Ya
b)中型企业中30多岁女性大学毕业工人的月收入Yb
c)小型企业中30多岁男性初中毕业工人的月收入Yc
表1 月收入与性别、年龄层、学历、企业规模之间的关系
二．模型的参数估计
表3 最小二乘估计
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/15/03 Time: 20:14
Sample: 1986 2000
Variable CoefficieStd. Error t-Statistic Prob.
C 11.96613 1.694604 7.061317 0.0001
S 14.38476 1.238761 11.61222 0.0000
A 12.64252 1.519607 8.319597 0.0000
E1 15.87300 1.466859 10.82108 0.0000
E2 5.082785 1.119298 4.541047 0.0019
F1 12.15240 1.326189 9.163398 0.0000
R-squared 0.983316 Mean dependent 38.06667
var
Adjusted 0.970802 S.D. dependent 10.06029
R-squared var
S.E. of regression 1.719035 Akaike info 4.226127
criterion
Sum squared 23.64064 Schwarz criterion 4.556551
resid
Log likelihood -24.6959 F-statistic 78.58178
6
Durbin-Watson 2.283073 Prob(F-statistic) 0.000001
Y = 11.966 + 14.385S + 12.643A + 15.873E1 + 5.083E2 + 12.152F1 + 5.544F2 (7.061) (11.612) (8.320) (10.821) (4.541) (9.163) (4.635)
_
R2 = 0.9708
三．模型的统计检验
（1）经济意义检验
所有的参数都为正数，即性别、年龄、学历和所在企业的大小对月收入有正面的影响，符合经济意义。
（2）统计推断检验
(a)拟和优度检验
可决系数R2 = 0.983316 说明模型在整体上拟和很好,Y 的总差由模型作出了绝大部分解释。
_
R2 = 0.9708也说明模型中各个解释变量对应变量的联合影响程度很大 (b)回归参数的显著性检验——T检验
在显著性水平a=0.01条件下ta/2 (n-k)= ta/2 (15-6) =3.250 模型估计的各参数的T值都大于3.250。说明各个解释变量对应变量的影响都是显著的。即性别，年龄，学历，企业大小对月收入有显著影响。
(c)回归方程的显著性检验——F检验
在显著性水平a=0.01条件下，F0。01（k-1,n-k）= F0。01 (6-1,15-6)=6.06 模型中的F-statistic=78.5819 大于6.06，说明回归方程显著，即各个解释变量同应变量之间存在显著的线性关系。
(3)计量经济学检验
(a)多重共线性检验
由表4可以看出，解释变量之间不存在严重的多重共线性，各解释变量之间的
干扰程度不大，不需要进行修正。
(b)异方差检验
a White 检验
表5 White 检验
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/15/03 Time: 21:54
Sample: 1986 2000 Variable CoefficieStd. Error t-Statistic Prob.
C 14.63007 15.55903 0.940295 0.3746
S 2.538157 11.37371 0.223160 0.8290
A -6.2485613.95230 -0.447852 0.6661
8
E1 -0.1055713.46799 -0.007839 0.9939
3 E2 -5.1471310.27685 -0.500847 0.6300
5
F1 2.974629 12.17643 0.244294 0.8132
F2 -2.8607010.98235 -0.260482 0.8011
R-squared 0.125144 Mean dependent 11.3991
var 6
Adjusted -0.53099 S.D. dependent 12.7559
R-squared 8 var 2
S.E. of regression 15.78335 Akaike info 8.66051
criterion 2
Sum squared 1992.912 Schwarz criterion 8.99093
resid 6
Log likelihood -57.9538 F-statistic 0.19072
4 7
Durbin-Watson 2.370596 Prob(F-statistic) 0.97077
计算n R2 = 15×0.125144 = 1.87716 在显著性水平a=0.01条件下，X2 0.01 (P5) 都大于
1．87716 ，即可接受原假设，随机误差u 不存在异方差性。
（c）自相关检验
DW检验 由表1中估计的结果，DW=2.283073 ，在给定显著性水平
a=0.01 ，查
Durbin-Watson表，n = 15 k = 6 得下限临界值dL = 0.447 dU = 2.472 dL < DW < dU
无法判断是否自相关
图示法 图1
3
2
1
)1
-
(E0
-1
-2
-2-10123
E
由图1可以看出Et 呈线性自回归，表明随机误差项ut存在一阶自相关。
自相关的修正
广义差分法
B = 1-1/2DW=1-1.1515=-0.1415
表6 广义差分
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/16/03 Time: 14:40
Sample(adjusted): 1987 2000
Included observations: 14 after adjusting endpoints Variable CoefficieStd. Error t-Statistic Prob.
S 21.09362 3.611608 5.840508 0.0006
A 17.71164 2.154693 8.220025 0.0001
E1 18.49486 1.778017 10.40196 0.0000 E2 5.164674 1.203522 4.291300 0.0036
F1 12.32894 1.329580 9.272804 0.0000
F2 5.480673 0.985115 5.563484 0.0008
R-squared 0.975461 Mean dependent 38.3571
var 4
Adjusted 0.954428 S.D. dependent 10.3745
R-squared var 8
S.E. of regression 2.214732 Akaike info 4.73499
criterion 3
Sum squared 34.33528 Schwarz criterion 5.05452
resid 2
Log likelihood -26.1449 Durbin-Watson 2.05509
DW=2.055039 仍落在了不能判断的{dL = 0.447 ， dU = 2.472}内。
表7 Cochrane---Qrcutt迭代法
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/16/03 Time: 13:14
Sample(adjusted): 1987 2000
Included observations: 14 after adjusting endpoints
Variable CoefficieStd. Error t-Statistic Prob.
C 11.56912 1.862201 6.212606 0.0008
S 14.69725 1.440980 10.19948 0.0001
A 12.32374 1.614937 7.631096 0.0003
E1 16.24810 1.721711 9.437182 0.0001
E2 5.339722 1.406899 3.795384 0.0090
F1 12.54277 1.464528 8.564375 0.0001
F2 5.456586 1.544637 3.532600 0.0123
AR(1) -0.299450.470966 -0.635837 0.5484
R-squared 0.982395 Mean dependent 39.0000
var 0
Adjusted 0.961856 S.D. dependent 9.74284
R-squared var 7
S.E. of regression 1.902819 Akaike info 4.42010
criterion 9
Sum squared 21.72432 Schwarz criterion 4.78528resid 5
Log likelihood -22.9407 F-statistic 47.8308
6 9
Durbin-Watson 2.414916 Prob(F-statistic) 0.00007
L U = 2.472}内。 尽管如此，由于此模型中各个解释变量对应变量的单独影响和联合影响都很显著且模型没有多重共线性和异方差，与我们设想的一样，性别、学历、年龄和企业
大小对工资收入有明显的影响，因此我们仍用此模型对工资作出预测：
a)大型企业中40多岁男性大学毕业工人的月收入Y1
Y1= 11.966 + 14.385*1 + 12.643A*1+ 15.873*1 + 5.083*0 + 12.152*1 + 5.544*0 =67.190(万日元)
b)中型企业中30多岁女性大学毕业工人的月收入Y2
Y2= 11.966 + 14.385*0 + 12.643A*0+ 15.873*0 + 5.083*1 + 12.152*0 + 5.544*1 =22.593(万日元)
C)小型企业中30多岁男性初中毕业工人的月收入Y3
Y3= 11.966 + 14.385*1 + 12.643A*0+ 15.873*0 + 5.083*0 + 12.152*0 + 5.544*0 =26.351（万日元）
个人工资收入证明
个人工资收入证明
致 银行：
兹证明__________为本单位职工，已连续在我单位工作_____年。目前在单位担任__________________职务。
兹证明该职工目前一年总收入为______________元。（含税后的工资、奖金、津贴、住房公积金、股份分红及其他收入）
本单位谨此承诺：上述薪资是真实的，如该职工无实际还款能力，导致不能归还贵行借款本息，本单位不承担连带赔偿责任。 特此证明！
单位公章：
_____年_____月_____日
单位全称：______________________________________________ 单位地址：______________________________________________ 单位电话：______________________________________________ 联系人：________________________________________________
推荐访问:比例 工资 收入 工资占总收入比例合理 企业工资占收入的比例