目工資水平與各宏觀因素相關(guān)關(guān)系的

1、 PAGE 23題 目：工資水平與各宏觀因素相關(guān)關(guān)系的實證分析來自上海市數(shù)據(jù)的驗證姓名：汪維維 任萍 溫婷婷院系：經(jīng)濟(jì)學(xué)院財政系專業(yè)：08財政專業(yè)日期：2009年7月26號工資水平與各宏觀因素相關(guān)關(guān)系的實證分析來自上海市數(shù)據(jù)的驗證摘要本文運(yùn)用大量的上海市數(shù)據(jù)和協(xié)整分析方法對改革開放以后上海市的工資水平與教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行理論和實證分析，研究表明這三個宏觀變量對工資水平變動產(chǎn)生影響。協(xié)整分析更進(jìn)一步表明在19782006年期間上海市工資水平的變動與這三個宏觀變量存在長期穩(wěn)定關(guān)系，工資水平的變動與這三個宏觀變量的關(guān)系趨于協(xié)調(diào)，各個宏觀變量對工資變動都有顯著影響，但是工資調(diào)整

2、存在明顯的粘性。關(guān)鍵詞工資水平 協(xié)整 粘性Discussion of the relationship between wage and macroeconomic factors in ShanghaiAbstract :Using statistical datas of Shanghai province and cointegrated econometrics model, this paper analyzes the relationships between wage and macroeconomic factors since 1978 , including educat

3、ion, CPI, GDP. This study indicatesthese three factors had prominentlyinfluenced wage level in Shanghai province. Tracetest indicates 1 cointegrating equilibrium at the 0.05 level among these four variantsduring 19782006.There existed long-run stabilerelationship among wage, education, CPI and GDP i

4、n thatperiod . However,it also illuminateswage adjusting was sticking and lag .Key Words:wage cointegrated sticking目錄TOC o 1-3 h z u HYPERLINK l _Toc166860266 一、引言1 HYPERLINK l _Toc166860267 二、文獻(xiàn)綜述2 HYPERLINK l _Toc166860271 三、工資變動與教育水平的關(guān)系3 HYPERLINK l _Toc166860274 四、工資與物價水平的關(guān)系5 HYPERLINK l _Toc166

5、860277 五、工資水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系7 HYPERLINK l _Toc166860278 六、工資水平與各宏觀變量協(xié)整關(guān)系的實證檢驗8 HYPERLINK l _Toc166860279 （一）理論框架8 HYPERLINK l _Toc166860281 （二）數(shù)據(jù)描述10 HYPERLINK l _Toc166860281 （三）單位根檢驗10 HYPERLINK l _Toc166860282 （四）協(xié)整檢驗11 HYPERLINK l _Toc166860283 （五）結(jié)果分析12 HYPERLINK l _Toc166860288 七、結(jié)論13 HYPERLINK l _To

6、c166860290 參考文獻(xiàn)15 HYPERLINK l _Toc166860290 附錄16一、引言今年是改革開放31周年，自1978年以來，中國的經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境發(fā)生了翻天覆地的變化，以1992年鄧小平同志的南巡講話為契機(jī)，我國逐漸從計劃經(jīng)濟(jì)體制過渡到社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制。職工工資制度改革作為經(jīng)濟(jì)制度改革的重要組成部分，經(jīng)歷了許多變革：1978年以來，政府逐漸放松對工資制度的行政性調(diào)控，頒布了一系列關(guān)于國有企業(yè)工資管理的條例，工資的變動更加有彈性；另一方面，隨著市場經(jīng)濟(jì)體制的建立，非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，私營企業(yè)職工的工資更是與企業(yè)效益和整個市場環(huán)境緊密聯(lián)系。上海市作為我國的經(jīng)濟(jì)中心，經(jīng)濟(jì)體制

7、改革總是走在全國的前列，市場化程度比其他省份都要發(fā)達(dá)，相應(yīng)的工資水平較高，2006年上海市平均工資達(dá)41188元，位居全國第一。改革開放以前，上海市的工資水平一直受政府控制，與宏觀變量的聯(lián)系不緊密；但在這30年中，上海市的經(jīng)濟(jì)體制和工資制度都發(fā)生了大的改變，那么19782006年期間各宏觀變量對上海市工資變動會產(chǎn)生顯著影響嗎？工資變動是否會及時反映出各宏觀因素的變動？工資調(diào)整是否存在粘性？這些問題都促使我們對19782006年期間上海市工資水平與各個宏觀因素的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行研究。和工資變動緊密相連的宏觀因素有許多，本文僅選取教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長這三個變量進(jìn)行研究，以上海市的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為依據(jù)

8、，先討論工資變化與每個因素的相關(guān)關(guān)系，做規(guī)范和實證分析，再用協(xié)整的計量方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行整體分析，考慮到時間序列的非平穩(wěn)性，在單位根檢驗的基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，分析它們長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。借此來分析19782006年期間教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長對上海市工資變動的影響。二、文獻(xiàn)綜述工資水平與教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)水平相關(guān)關(guān)系的分析，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)做出了大量的研究，主要涉及到各變量對工資水平影響作用、工資水平對各變量的反映速度，即工資調(diào)整是否存在粘性、工資水平與各變量之間的關(guān)系是否協(xié)調(diào)這三個方面。Anabela Botelhoa、Cheryl Bland Jonesb 和 B. F. Kike

9、rc（1998）研究了教育背景對護(hù)士年薪的影響，主要包括二年、三年、四年不同的學(xué)歷，認(rèn)為護(hù)士工作年薪對受教育年限非常敏感1。Christer Thrane（2008）研究了19942002年期間挪威旅游業(yè)工人的年薪變化因素，其中教育背景對年薪的影響是顯著的2。Barry T. Hirsch（1984）在研究資本投入對收入影響情況時發(fā)現(xiàn)人力資本同樣對職工的收入有一定的影響力3。唐德祥（2002）在理論上肯定了高素質(zhì)人才獲得效率工資的合理性，高學(xué)歷高工資產(chǎn)生的原因涉及到信息不對稱及信號博弈4。從唐德祥的闡述中我們可以看到教育水平對提高職工工資的積極作用，但是他的研究基于微觀層面，而本文對兩者關(guān)系的

10、影響建立在宏觀層面上。賴德勝（1998）通過中國社科院經(jīng)濟(jì)所收入分配與改革課題組對 1995 年全國收入分配狀況所進(jìn)行的調(diào)查數(shù)據(jù)研究了私人教育的收益率。教育對收入分配的影響主要通過勞動力市場這一中介，表現(xiàn)為工資水平，他的研究表明私人教育在中國的收益率較低，主要是勞動力市場的不流通造成的5，從賴德勝的研究中可以看出教育水平對提高工資水平的作用不夠明顯，但是上海市的勞動力市場相對完善，教育水平對工資水平的影響是否有別于全國范圍內(nèi)的研究？白明和雷箐青（2007）研究表明東部地區(qū)教育回報率比西部地區(qū)更高6，這為本文的研究增添了信心。Thomas I. Palley（1999）認(rèn)為工資水平和物價水平的相

11、關(guān)關(guān)系變化與商業(yè)周期有關(guān)，他的研究表明美國上世紀(jì)70年代和90年代主要是工資水平的上漲帶動了物價水平的上漲；1973年石油價格的突然飆升時期和整個80年代美國物價水平的上升帶動了工資水平的變化7。Augustin Kwasi Fosu和Md. Shamsul Huq（1988）在研究通貨膨脹是否是外生時，發(fā)現(xiàn)如果用商品流通行業(yè)時薪的年變化作為衡量工資變化的標(biāo)準(zhǔn)，那么物價的上漲會間接地影響工資的上漲8。劉麗、任保平（2008）在考慮到開放經(jīng)濟(jì)條件和技術(shù)進(jìn)步影響基礎(chǔ)上對托賓經(jīng)濟(jì)增長模型進(jìn)行了完善，得出工資水平、物價變動與經(jīng)濟(jì)增長三者關(guān)系應(yīng)協(xié)調(diào)，否則會影響經(jīng)濟(jì)社會和諧發(fā)展的結(jié)論9。他們用197820

12、05年期間全國的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證，其中一個結(jié)論為物價的上漲并未帶來名義工資的同步上漲，居民實際工資水平呈下降趨勢。但是他們只是用名義工資和物價水平進(jìn)行簡單的OLS回歸，沒有對變量進(jìn)行單位根檢驗，一般情況下，名義工資和物價水平這兩個變量不可能是平穩(wěn)序列，直接用不平穩(wěn)的變量進(jìn)行回歸很容易得到錯誤的結(jié)論，所以筆者對于他們實證研究得出的結(jié)論持一定的懷疑態(tài)度。曾湘泉（1989）在對工資水平與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行研究中例舉了幾個國家工資占GDP的份額比重應(yīng)隨著經(jīng)濟(jì)增長波動變化的情況，分別是中國19521984年期間、蘇聯(lián)19661978年期間、美國19281970年期間。他得出的結(jié)論是：市場化程度高的美國，

13、在大部分年份中，工資占GDP的份額比重隨著經(jīng)濟(jì)增長波動呈正向調(diào)整；而對于計劃經(jīng)濟(jì)體制占主體的中國和蘇聯(lián)，在各自的觀察期間，工資占GDP的份額比重隨著經(jīng)濟(jì)增長波動時而呈正向調(diào)整時而呈逆向調(diào)整10。曾湘泉（1989）的研究結(jié)果對本文問題的闡述有一定的幫助，但是他研究中國工資變動的期間是1949年1985年，主要是建國以來到改革開放初期中國的工資水平，沒有涉及近20年來的工資水平。在勞動力市場健全，工資制度和經(jīng)濟(jì)制度完善的地區(qū)才有可能出現(xiàn)工資水平與教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長這三個變量顯著相關(guān)，工資調(diào)整迅速的現(xiàn)象。對于工資市場化的研究，寧光杰（2007）研究了工資變化與勞動生產(chǎn)率、通貨膨脹以及失業(yè)率

14、的相關(guān)關(guān)系。他主要通過面板數(shù)據(jù)來固定各省份的差別，從而分析19932004年期間市場因素對全國各地工資水平的影響，計量分析顯示作為全國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展最強(qiáng)勢的東部沿海地區(qū)的工資市場化并不理想，工資變動沒有完全或及時反映出各個宏觀變量的變動，工資調(diào)整存在粘性，這與人們的一般預(yù)期不同11。本文對屬于東部沿海地區(qū)的上海市工資水平和教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行研究，其中也涉及到工資水平調(diào)整的粘性，寧光杰的研究結(jié)論對本文問題的闡述有一定的啟示作用。三、工資變動與教育水平的關(guān)系西奧多舒爾茨在上個世紀(jì)60年代提出了人力資本工資理論，人力資本投資就是通過增加人的資本而影響未來的貨幣和物質(zhì)收入的各種活

15、動。人力資本由勞動者知識、技能和體力構(gòu)成12，教育水平是影響人力資本的重要因素，普通教育讓勞動者掌握基礎(chǔ)知識，對繼續(xù)在工作中學(xué)習(xí)技能有很大幫助；高等教育和職業(yè)技術(shù)教育則是進(jìn)一步地提高勞動者的人力資本中的知識水平和技能，使勞動者在今后的職業(yè)選擇中更具有優(yōu)勢。工資水平必須反映人力資本的價值，具有較高人力資本的勞動者相應(yīng)的工資水平應(yīng)該比其他人高，這是從微觀層面上得出教育對個人工資的影響，宏觀層面的影響往往建立在微觀層面的基礎(chǔ)上，整體教育水平的提高勢必對全市的工資水平做出貢獻(xiàn)。上海市的教育水平領(lǐng)先于其他省份，國內(nèi)許多知名大學(xué)都坐落在上海，每萬人口在校大學(xué)生從1978年的48人上升到2006年的341人

16、，2006年全國的平均每萬人在校大學(xué)生僅為181.6人；2000年上海市的教育經(jīng)費(fèi)支出已達(dá)185.12億元，到了2006年迅速增長到450.16億元，上升了一倍多；無論從縱向還是橫向比較，上海市具有較高的教育水平，那與之對應(yīng)的工資水平如何呢？以下是對上海部分行業(yè)工資水平的研究：圖1 上海部分行業(yè)平均工資資料來源：中華英才網(wǎng)/result/charts/shanghai.asp圖2 1999年2006年上海市部分行業(yè)平均工資資料來源：根據(jù)2000年2007年上海統(tǒng)計年鑒整理繪制。 注：1999-2002年信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)統(tǒng)計口徑為信息、咨詢服務(wù)業(yè)圖一顯示了同一時期上海市部分行業(yè)的工資

17、水平，排在前五位的分別是專業(yè)服務(wù)（包括律師、會計師事務(wù)所）、醫(yī)療設(shè)備和儀器、金融業(yè)（包括銀行、保險、證券和投資）、化學(xué)醫(yī)藥和生物工程、計算機(jī)，這五個行業(yè)的平均工資遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過2007年上海市的平均工資。它們的教育背景要求很高，需要扎實的專業(yè)知識，大多數(shù)從業(yè)者具有大學(xué)以上的學(xué)歷。近年來這幾類行業(yè)的需求隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而不斷擴(kuò)大，從業(yè)人員占勞動力市場的份額逐年加重，對提高全市的平均工資起到了一定的拉動作用。相反，教育水平要求不是很高的種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)的平均工資低于全市的平均工資，對提高全市工資起了反向作用。圖二顯示了1999年2006年上海市部分行業(yè)的平均工資的變化，這些行業(yè)具有一定的代表性。在這八年

18、中，知識水平要求較高的信息業(yè)和金融業(yè)的平均工資有近4000元的大幅度上升，且每年都高于全市的平均工資；包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的第一產(chǎn)業(yè)和技能要求不高的餐飲服務(wù)業(yè)的平均工資才上升1000元，而且每年都低于全市的平均工資。同時，信息行業(yè)的工資總額占全市工資總額的比例從0.4456%提高到3.3030%，金融業(yè)的工資總額占全市工資總額的比例從3.5747%提高到7.3540%，第一產(chǎn)業(yè)的工資總額占全市工資總額的比例從0.5347%下降到0.2317%，由此可知：知識水平要求高的行業(yè)，如信息業(yè)和金融業(yè)，它們較高的平均工資提升了本行業(yè)工資總額在全市工資總額構(gòu)成中的比重，從而對提高全市工資水平起到了推動作用

19、。圖一和圖二分別從橫截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)的分析可以讓我們有理由相信教育水平的提高在工資變動中得到一定的反應(yīng)，但這種促進(jìn)作用是否顯著還待進(jìn)一步的證明。對于企業(yè)來說，教育水平的提高使得雇傭勞動力的成本提高，在勞動力市場供需圖上表現(xiàn)為供給曲線的左移，在其他條件一定的情況下，提高了均衡工資率，但現(xiàn)階段我們無法衡量這條曲線左移動的程度、它所帶來的工資漲幅以及此過程的反應(yīng)時間，需要用計量模型進(jìn)行準(zhǔn)確的衡量。四、工資與物價水平的關(guān)系人們把一定比例的收入用在購買生活必需品和各種其他可變的商品和服務(wù)上，消費(fèi)行為的變化會引起物價水平的波動。工資是大部分人的主要收入來源，所以，工資和物價水平存在一定的關(guān)系：工資的

20、變化引起人們消費(fèi)需求的變化，從而帶動物價水平的波動。消費(fèi)需求變化有兩種：從消費(fèi)需求角度來說，由于存在“貨幣幻覺”，名義工資水平的提高增強(qiáng)了人們的消費(fèi)需求（即使他們實際購買力不變），人們花更多錢在商品和服務(wù)的購買上，在宏觀層面上，導(dǎo)致社會供給和需求總量失衡，物價上漲；從消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的角度來說，工資的提高擴(kuò)大人們的消費(fèi)范圍并改變消費(fèi)偏好，人們有更多的消費(fèi)選擇，可以購買品質(zhì)更高的商品。消費(fèi)偏好的改變會引起某種商品價格的上升，進(jìn)而影響整個社會的物價水平10。工資水平的提高可以通過改變居民的消費(fèi)需求來影響物價水平，這是從需求拉動通貨膨脹的角度來闡述的，我們知道通貨膨脹還有一個原因是成本推動，同樣，工資性

21、成本的上升也會推動物價的上漲。從馬克思主義的勞動價值論分析，企業(yè)產(chǎn)品的價格由三部分構(gòu)成：P=C+V+M，C表示資本家對不變資本的投資，V表示對勞動力的投資，M表示剩余價值，V可以看作企業(yè)支付給工資的工資，M是企業(yè)的利潤13。在C和M保持不變時，V的增加會引起商品價格的提高，進(jìn)而帶動物價的上漲。另一方面，在要素市場，企業(yè)是否增加雇傭一名工人用勞動的邊際收益產(chǎn)出()衡量，在企業(yè)利潤最大化的假設(shè)下，在完全競爭市場上，最終導(dǎo)出，所以工資與商品價格有決定關(guān)系14。工資水平的不斷提高會給物價水平的變動帶來壓力，同樣物價水平的不斷攀升也會給工資的增長帶來壓力，因為物價的上漲不是全都來源于工資的增加，造成物價

22、水平變動的因素有很多。著名的菲利普斯曲線可以表示為，在這個式子中為預(yù)期通貨膨脹率，通貨膨脹的預(yù)期又可分為適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期，無論人們對未來通貨膨脹的預(yù)期是通過觀察近期得來還是利用所有可以獲得的信息理性的做出預(yù)期，它都會影響通貨膨脹，而與工資水平變動沒有直接關(guān)系。與工資水平有密切關(guān)系的是第二項，表示失業(yè)對通貨膨脹的影響，而失業(yè)率又是工資水平的波動的一個決定因素。表示供給沖擊，供給沖擊也稱成本推動的通貨膨脹15，除了上文提到的工資性成本推動上，還有其他與工資無關(guān)的供給沖擊，比如近幾年全球性的石油價格上升和去年我國由于豬肉、糧食價格上漲引起的物價水平的提高。物價的上漲使得工資的購買力水平相對下降，

23、如果工資的增加速度比不上物價水平的上漲，人們的實際工資水平便會降低，影響人們的消費(fèi)能力和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，所以理論上物價水平的變動會對工資水平的變動造成影響，并且名義工資水平的提高應(yīng)快于物價水平的提高，因為長期中實際工資也在不斷地增加。圖3上海市19782006年期間平均工資和居民消費(fèi)物價指數(shù)的變動情況資料來源：根據(jù)上海統(tǒng)計年鑒2007整理繪制。圖三反映的是上海市平均工資和居民消費(fèi)價格指數(shù)的變動情況，vcpih表示居民消費(fèi)價格指數(shù)（環(huán)比）的變動，本文用居民消費(fèi)物價指數(shù)作為衡量整體物價水平的指標(biāo)，hzavw(100)表示平均工資的環(huán)比增長速度，從中我們可以看出：平均工資和物價水平變動的趨勢大致相同，除個

24、別年份，平均工資的增長速度高于居民消費(fèi)價格指數(shù)的變動，實證研究結(jié)果與理論基本一致，同時在圖中我們可以發(fā)現(xiàn)平均工資變動有時會稍微滯后于物價水平的變動。但是我們在這種圖表分析中看到的只是工資水平與物價水平的表象關(guān)系，圖三中上海市平均工資呈現(xiàn)出的變動是否真的由于消費(fèi)價格指數(shù)（環(huán)比）的變動引起的？物價變動對工資影響是否存在粘性？更加準(zhǔn)確的分析必須依靠計量模型。五、工資水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系索洛模型告訴我們長期經(jīng)濟(jì)的增長由資本存量的增長、勞動力的增長，以及技術(shù)進(jìn)步相互作用決定的，但短期中經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在繁榮、衰退、蕭條、復(fù)蘇的周期性波動15。經(jīng)濟(jì)的波動會影響就業(yè)的情況，從而影響工資總額水平。當(dāng)經(jīng)濟(jì)從復(fù)蘇走向繁

25、榮時，人們對未來經(jīng)濟(jì)的預(yù)期普遍看好，企業(yè)可以很容易在金融市場籌集資金投入到生產(chǎn)活動中去，購買大量的機(jī)器設(shè)備，雇傭更多的工人或者延長現(xiàn)有工人的工作時間，勞動力數(shù)量的上升和勞動強(qiáng)度的增加必然引起工資總額水平的上升，工人的積極性受到鼓舞，產(chǎn)出增加，經(jīng)濟(jì)走向不斷發(fā)展的良性循環(huán)；當(dāng)短期經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出偏離長期均衡產(chǎn)出太多，社會總供給過剩，中央銀行為了防止經(jīng)濟(jì)過熱必定提高借貸市場上的利率水平，企業(yè)難以在金融市場上籌集資金，加上產(chǎn)品需求沒有預(yù)期的旺盛，不能消化所有的存貨，企業(yè)對未來的經(jīng)濟(jì)增長普遍看低，停止購買新的固定資產(chǎn)，解雇工人或縮短工作時間，勞動數(shù)量的減少和勞動強(qiáng)度的減弱必然引起工資總額水平的下降，經(jīng)濟(jì)從繁榮走

26、向衰退。從以上的分析我們可以得出這樣一個結(jié)論：工資水平的變動隨經(jīng)濟(jì)增長波動呈正向調(diào)整。但是得出這個結(jié)論的前提是：這個地區(qū)的就業(yè)制度和工資制度健全，市場化程度高，這樣工資調(diào)整才能及時地對經(jīng)濟(jì)增長波動做出反映。衡量市場化程度的工資調(diào)整速度可分為彈性、剛性和粘性這三種不同的狀態(tài)。如果勞動力市場是理想化的完全競爭市場，工資能對勞動力市場供需變動迅速作出反應(yīng)，使工資一直保持在出清水平，則稱為彈性工資，在這種情況下，工資水平隨經(jīng)濟(jì)增長波動就會明顯地呈現(xiàn)出正向調(diào)整；如果工資不能調(diào)整到勞動供給等于需求狀態(tài)，則稱為剛性工資；粘性工資是介于兩者之間，工資對供需狀況會做出調(diào)整，但調(diào)整的速度明顯滯后，主要是信息不對稱

27、和制度問題造成的。那么上海市工資水平變動是否存在粘性？圖4上海市19782006年期間工資占GDP比重和GDP的環(huán)比增長變動資料來源：根據(jù)上海統(tǒng)計年鑒2007整理繪制。圖四是上海市工資占GDP比重和GDP環(huán)比增長變動趨勢圖，twp表示的是工資占GDP的比重，hztgdp表示GDP的環(huán)比增長速度。如果工資調(diào)整存在粘性，當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)出增加時，工資不能隨之增加，工資占GDP的份額就會相對減少；當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)出減少時，工資不能隨之減少，工資占GDP的份額就會相對增加，這樣工資變動不能迅速對經(jīng)濟(jì)增長過程中的波動作出反應(yīng)，在同一時期工資水平不會呈現(xiàn)出正向調(diào)整。所以工資占GDP比重隨經(jīng)濟(jì)增長波動的變化可以反映

28、出工資調(diào)整的粘性。從圖中可以發(fā)現(xiàn)：在改革開放初期，工資占GDP的比重隨經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)過幾年的正向調(diào)整，但隨后幾年，工資占GDP的比重沒有對經(jīng)濟(jì)的衰退做出正向調(diào)整，還是在緩慢地上升，直到1993年，工資占GDP的比重又開始出現(xiàn)正向調(diào)整，從1998年開始至今，工資占GDP的比重都是逆向調(diào)整。整體上來看，工資占GDP的比重隨經(jīng)濟(jì)的增長時而呈現(xiàn)正向調(diào)整時而呈現(xiàn)逆向調(diào)整，特別是當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入衰退時期（除了1993年1998年期間，工資占GDP的比重隨之減少），工資占GDP的比重不會做出明顯的正向調(diào)整。初步推定工資水平調(diào)整存在一定的粘性，對經(jīng)濟(jì)增長波動的反映遲緩。六、工資水平與各宏觀變量協(xié)整關(guān)系的實證檢驗（一）

29、理論框架：以上三個章節(jié)分別從教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長三個方面闡述了工資與各宏觀變量的相關(guān)關(guān)系，分析表明教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長都會對工資增長產(chǎn)生影響。教育水平的提高增加了人力資本價值，企業(yè)在雇傭高學(xué)歷背景的職工時允諾相對較高的工資薪金，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，許多產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域都朝專業(yè)化、技術(shù)化、科學(xué)管理方向發(fā)展，這勢必要求公司投入更多的人力資本，雇傭更多知識背景豐富的職工，在宏觀層面上導(dǎo)致整體工資水平的提高；物價水平的變動也會影響工資水平的變動，較高的物價水平會使工資購買力下降，實際工資的降低勢必對人們的生活造成影響，企業(yè)為了保障職工利益、考慮到長遠(yuǎn)發(fā)展都會相應(yīng)提高工資水平；經(jīng)濟(jì)增長變動是整個宏觀

30、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的風(fēng)向標(biāo)，經(jīng)濟(jì)增長的變動會影響就業(yè)狀況，從而對工資水平造成影響。在以上分析過程中還有一個明顯的問題：工資水平的是否存在粘性。從工資水平與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)關(guān)系的分析當(dāng)中可以看出工資調(diào)整具有一定的滯后性，但是到目前為止本文沒有從教育水平和物價水平這兩個方面進(jìn)行分析工資調(diào)整的粘性，結(jié)合各類文獻(xiàn)的分析結(jié)果，一般認(rèn)為工資調(diào)整存在粘性，所以我們猜想上海市工資調(diào)整對這三個宏觀因素的反應(yīng)同樣是滯后的。 本文選取的研究對象是19782006年期間上海市工資的變化和各宏觀因素的相關(guān)關(guān)系。在觀察期間的選擇上，1978年以后中國走上改革開放的道路，努力建設(shè)社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制，與1978年前相比，市場化程度在不斷

31、提高；在觀察對象的選取上，本文選擇上海市作為研究對象是因為上海市的市場化進(jìn)程走在全國前列，由于其特殊的歷史背景和地理位置，上海市的市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，非公有制經(jīng)濟(jì)的增加值從1978年的2.71億猛增到2006年的4574.48億，國有企業(yè)改制力度大，到2006年國有及國有控股的大中型企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值占全市比重僅為37.3%。這些事實都說明上海市的市場化程度較高，至少比全國其他省份占優(yōu)。本文選擇協(xié)整分析方法進(jìn)行深入研究的原因是：經(jīng)濟(jì)生活中的時間序列的數(shù)據(jù)往往都是不平穩(wěn)的，不能簡單地進(jìn)行回歸，否則容易造成回歸結(jié)果的誤差。但是如果這些不平穩(wěn)的變量有共同的趨勢，存在穩(wěn)定的線性關(guān)系，且它們回歸得到的誤差項

32、沒有單位根過程，這個回歸過程便是協(xié)整的，一個協(xié)整關(guān)系可表示為，是的均值，是服從IID的擾動項，這保證在變量都是隨機(jī)游動下，它們不會偏離這個平衡，這個等式表達(dá)的是一種均值或者期望，變量圍繞各自均值上下波動。在協(xié)整的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型可以更加準(zhǔn)確地擬合因變量的變化情況，分析各個變量對因變量的影響力，因為方程中加入了誤差修正項，去除了這類隨機(jī)趨勢帶來的問題，使得回歸結(jié)果比一般的OLS多元回歸更加準(zhǔn)確，但是分析過程還是接近普通的OLS回歸。有了這些分析的基礎(chǔ)，在以下的協(xié)整分析中筆者一方面想驗證19782006年期間上海市工資水平的變動與這三個宏觀變量是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，三個宏觀變量對工資變動的影

33、響是否顯著，另一方面想驗證上海市工資水平的變動對這三個宏觀因素的反應(yīng)是否滯后。（二）數(shù)據(jù)描述：本文協(xié)整分析的數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計出版社出版的上海統(tǒng)計年鑒2007，選取的變量是19782006年期間上海市平均工資、人均GDP、居民消費(fèi)物價指數(shù)（以上一年為100）、每萬人中擁有中學(xué)學(xué)歷的人數(shù)。本文主要想研究各個變量對工資水平變化的影響，所以在對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了必要的加工，下面對各個變量的選取做必要的解釋：首先是被解釋變量，工資水平的衡量涉及到工資總額水平和平均工資水平，本文用平均工資表示，它可以反映一個人群的工資水平，剔除了人口變動的影響，比起工資總額能更好地體現(xiàn)人們工資水平的提高，為了表現(xiàn)出工資水平

34、的增長情況，筆者又對平均工資取了對數(shù)形式來表示變化率，所以最后的被解釋變量是平均工資的變動，用lnavw表示。對居民消費(fèi)物價指數(shù)和人均GDP也做了同樣處理，新的變量為居民消費(fèi)物價指數(shù)的變動，用lncpih表示，CPI的變動其實可以看作當(dāng)年的通貨膨脹率。另一個變量為人均GDP的變動，用lnavgdp表示，選擇人均GDP的變動作為經(jīng)濟(jì)增長的衡量標(biāo)準(zhǔn)是考慮到本文的被解釋變量是取工資的平均值，剔除了人口變動的影響，所以GDP也取了人均值，況且人均GDP比起GDP總量能更好地反映出經(jīng)濟(jì)的增長。對于教育水平衡量標(biāo)準(zhǔn)的選取是由于數(shù)據(jù)的限制才選擇每萬人中擁有中學(xué)學(xué)歷的人數(shù)，用ms表示。比較理想的變量應(yīng)該是平均

35、教育年限，可以更加準(zhǔn)確的衡量教育水平，但是筆者認(rèn)為每萬人中擁有中學(xué)學(xué)歷的人數(shù)同樣可以在一定程度上代表教育水平。（三）單位根檢驗：做時間序列數(shù)據(jù)的計量回歸，首先要對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，不平穩(wěn)的變量進(jìn)行回歸會導(dǎo)致嚴(yán)重的后果，例如t統(tǒng)計量通常會呈現(xiàn)非正態(tài)分布，不能進(jìn)行有效的假設(shè)檢驗，或者出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，隨機(jī)性趨勢會使兩個不相關(guān)的時間序列看上去相關(guān)，但是這種回歸結(jié)果基于OLS的估計都是錯誤的，在實際經(jīng)濟(jì)生活中兩者不可能存在相關(guān)關(guān)系6。由于變量的性質(zhì)不同，本文用迪基富勒（DFGLS）和增項的迪基富勒（ADF）方法對四個變量進(jìn)行單位根檢驗，這兩種檢驗方法采用較高階的自回歸，可以捕捉到變量更多的序列相關(guān)

36、，滯后長度可以用SIC或AIC信息準(zhǔn)則進(jìn)行估計，筆者選取的是SIC信息準(zhǔn)則，而且四個變量的單位根檢驗回歸方程中都包含了截距項，運(yùn)行Eviews5結(jié)果如下：原序列ADF或DFGLS統(tǒng)計量5%的臨界值一階差分序列ADF或DFGLS統(tǒng)計量5%的臨界值lnavw-0.083839-1.953858dlnavw-2.548636-1.953858lnavgdp-0.473515-1.953858dlnavgdp-2.101128-1.953858lncpih-2.117701-2.971853dlncpih-5.159618-2.976263ms-2.313965-2.976263dms-3.64312

37、1-2.976263注：（1）滯后期根據(jù)SIC信息準(zhǔn)則自動選擇（2）根據(jù)McKinnon（1996）的臨界值判斷單位根檢驗表明lnavw、lnavgdp、lncpih、ms都是一階單位根過程，它們的ADF或DFGLS統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下無法拒絕零假設(shè)，它們的一階差分序列在5%的顯著性水平下可以拒絕零假設(shè)，說明是平穩(wěn)的，具備做協(xié)整分析的可能性。（四）協(xié)整檢驗：在進(jìn)行了單位根檢驗之后，本文開始對lnavw、lnavgdp、lncpih、ms四個變量的時間序列采用協(xié)整分析，協(xié)整分析中關(guān)鍵步驟是誤差修正系數(shù)的估計。計量經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于協(xié)整檢驗有兩種方法：一種是E-G兩步法，即靜態(tài)回歸，另外一種是動態(tài)回

38、歸，即運(yùn)用非限制的ADL/ECM估計。靜態(tài)回歸是運(yùn)用來進(jìn)行估計，這是一種不準(zhǔn)確的估計方法，鑒于在大樣本情況下回歸，是一致的，所以可以用來估計，但基于OLS的檢驗是無效的，而且小樣本下會有偏差。鑒于靜態(tài)回歸小樣本下會有偏差，基于OLS的檢驗是無效的，所以實踐中需要一種更好的方法來估計，這就是動態(tài)回歸，因為滯后項的添加消除了殘差的自相關(guān)，它能更好的描述DGP，靜態(tài)回歸的兩大問題都可以解決，這也是兩種方法的最大區(qū)別17。本文選擇的是Eviews5軟件中的Johansen協(xié)整檢驗方法，因為本文的選取的觀察期間是19782006年，包含的年數(shù)較少，如果用E-G兩步法估計會產(chǎn)生較大誤差，而Johansen

39、協(xié)整檢驗方法是基于VAR方法的協(xié)整檢驗系統(tǒng)，檢驗原理接近動態(tài)回歸，準(zhǔn)確度優(yōu)于E-G兩步法。本文假設(shè)的協(xié)整關(guān)系是：運(yùn)行Eviews5，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗得到的結(jié)果為：None *0.61033649.3312447.856130.0361At most 10.36292224.8270229.797070.1677At most 20.29247813.1045715.494710.1110At most 3 *0.1461804.1089153.8414660.0426Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 le

40、vel從中我們可以確定在5%的顯著性水平下有一個協(xié)整關(guān)系：對進(jìn)行單位根檢驗得到t統(tǒng)計量為-2.540973，在5%的顯著性水平下可以拒絕零假設(shè)，說明是平穩(wěn)的，協(xié)整關(guān)系成立，lnavw、lnavgdp、lncpih、ms之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。接著我們建立它們的誤差修正模型，誤差修正項的加入可以剔除由隨機(jī)性趨勢項引起的問題，使得回歸分析更加準(zhǔn)確，模型設(shè)定為：回歸得到：（五）結(jié)果分析：在協(xié)整檢驗過程中，我們得到lnavw、lnavgdp、lncpih、ms之間存在一個協(xié)整關(guān)系：從這個關(guān)系式中我們可以看到這四個變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，進(jìn)一步在它們的誤差修正回歸方程中我們可以看出誤差修正項et1系數(shù)

41、為0.381516，t值在1%的水平下是顯著有效的，說明協(xié)整關(guān)系對平均工資變動的速度起到正向修正的作用，當(dāng)平均工資變動的速度低于長期均衡約束時，誤差修正作用增加當(dāng)期平均工資，保證平均工資變動不會偏離長期均衡，DLNAVGDP(-1)、DLNCPIH(-1)、DMS(-2)系數(shù)的t值在1%的水平下是顯著有效的，DLNCPIH(-2) 系數(shù)的t值在10%的水平下是顯著有效的。對lnavw和lnavgdp、lncpih、ms之間進(jìn)行格蘭杰因果檢驗得到的結(jié)果分別為：Test StatisticValuedfProbabilityF-statistic6.137035(2, 16)0.0105Chi-s

42、quare12.2740720.0022（lnavw和lnavgdp的格蘭杰因果關(guān)系）Test StatisticValuedfProbabilityF-statistic7.864535(2, 16)0.0042Chi-square15.7290720.0004（lnavw和lncpih的格蘭杰因果關(guān)系）Test StatisticValuedfProbabilityF-statistic10.71023(2, 16)0.0011Chi-square21.4204620.0000（lnavw和lnavgdp的格蘭杰因果關(guān)系）從格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果來看，lnavgdp、lncpih、ms都分

43、別聯(lián)合顯著，而且它們的系數(shù)值都為正的，說明長期中教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長都對工資變動有促進(jìn)作用，而且這種作用是顯著的。換句話說，長期中工資的變動會體現(xiàn)出教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長。我們還可以發(fā)現(xiàn)DLNAVGDP(-1)的系數(shù)是顯著地為正的，說明經(jīng)濟(jì)增長對下一期的工資水平的變動有正的影響，這與單獨(dú)分析工資占GDP比重與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時得到的“工資水平變動隨經(jīng)濟(jì)增長波動的調(diào)整是滯后”的結(jié)果相一致，經(jīng)濟(jì)增長對工資水平的變動做出正的調(diào)整，但這種調(diào)整是滯后的，在當(dāng)期呈現(xiàn)出逆向調(diào)整。同樣我們可以發(fā)現(xiàn)回歸中l(wèi)ncpih、ms的滯后項都是顯著的，前幾期的教育水平、物價水平、經(jīng)濟(jì)增長波動都會引起當(dāng)期工資水

44、平的變動，說明工資調(diào)整具有粘性，不能迅速對外界條件的變化作出反應(yīng)。其中l(wèi)ncpih的兩個滯后項都是顯著的，說明物價水平對工資水平的影響是持續(xù)而且顯著的。ms只有第二期的滯后項是顯著的，由于選取的變量是每萬人中擁有中學(xué)學(xué)歷的人數(shù)，所以DMS(-2)系數(shù)值很小，即使這樣我們不能否認(rèn)教育水平對提高整體工資水平的顯著作用，這與賴德勝（1998）對于全國私人教育收益率的研究結(jié)果不一致，說明上海市的勞動力市場比起全國更加具有流通性，工資水平的變化能體現(xiàn)出教育水平的提高，但是相比物價水平和經(jīng)濟(jì)增長這兩個變量，工資對于教育水平的調(diào)整更加滯后。七、結(jié)論本文對19782006年期間上海市的工資水平與教育水平、物價

45、水平、經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，研究表明在社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制下，上海市工資水平的變動與這三個宏觀變量存在長期穩(wěn)定關(guān)系，工資水平的變動與這三個宏觀變量的關(guān)系趨于協(xié)調(diào)，各個宏觀變量對工資變動都有顯著影響，但是工資調(diào)整存在明顯的粘性。本文特色是運(yùn)用了大量的現(xiàn)實數(shù)據(jù)，并設(shè)計協(xié)整分析模型來證明筆者的觀點(diǎn)，實證分析說服力較強(qiáng)。當(dāng)然，本文還有以下兩個方面的不足：教育水平的衡量標(biāo)準(zhǔn)沒有用教育年限這個變量，每萬人中擁有中學(xué)學(xué)歷人數(shù)的代表性稍微不足；理論上協(xié)整分析需要的數(shù)據(jù)越多越好，但是由于研究期間選取的是改革開放以后29年，年數(shù)相對較少，實證研究的準(zhǔn)確性有待改進(jìn)。另外本文僅從名義工資的角度對工資水平的變動進(jìn)

46、行闡述，沒有涉及到實際工資，這是以后深入研究的方向，因為實際工資可以更好地衡量人們的收入水平和經(jīng)濟(jì)利益。參考文獻(xiàn)：1Anabela Botelhoa,Cheryl Bland Jonesb,B. F. Kikerc. Nursing wages and educational credentials: the role of work experience and selectivity biasJ. Economics of Education Review,June 1998, 17（3）:297-306.2Christer Thrane .Earnings differentiation

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51、保險、證券、投資50099.35化學(xué)、醫(yī)藥、生物工程49249.64計算機(jī)48108.90其他行業(yè)48033.19廣告、公共、咨詢、信息47138.17商業(yè)零售、貿(mào)易、進(jìn)出口40754.85協(xié)會、學(xué)會、社團(tuán)39571.42建筑、房地產(chǎn)、商業(yè)中心37859.7辦公設(shè)備、辦公用品33776.47娛樂、運(yùn)動、休閑31866.66政府、國家機(jī)關(guān)、公共事業(yè)29124.61種養(yǎng)業(yè)25500.00教育、文化、科研、醫(yī)療衛(wèi)生22170.41圖2源數(shù)據(jù)1999年2006年上海市部分行業(yè)平均工資 單位：元年份平均工資信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)金融、保險業(yè)第一產(chǎn)業(yè)餐飲業(yè)1999141472898826358108

52、5791862000154202294428331111799593200117764245483465411521104322002194734138636459145081071820032216058694416621404413448200424398545434570017209159972005268236236354576189291910620062956968688729591939818896注：1999-2002年信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)統(tǒng)計口徑為信息、咨詢服務(wù)業(yè)圖3源數(shù)據(jù)上海市平均工資和居民消費(fèi)物價指數(shù)變動yearcpihvcpihavwhzavw(100)1978

53、100.50.5672.00 1979100.90.9784.00 16.6667 1980105.95.9873.00 11.3520 1981101.41.4870.00 -0.3436 1982100.30.3883.00 1.4943 1983100.20.2897.00 1.5855 1984102.22.21110.00 23.7458 1985115.215.21416.00 27.5676 1986106.36.31689.00 19.2797 1987108.18.11893.00 12.0782 1988120.120.12277.00 20.2853 1989115.91

54、5.92608.00 14.5367 1990106.36.32917.00 11.8482 1991110.510.53375.00 15.7011 1992110104273.00 26.6074 1993120.220.25650.00 32.2256 1994123.923.97401.00 30.9912 1995118.718.79279.00 25.3749 1996109.29.210663.00 14.9154 1997102.82.811425.00 7.1462 1998100012059.00 5.5492 1999101.51.514147.00 17.3149 20

55、00102.52.515420.00 8.9984 2001100017764.00 15.2010 2002100.50.519473.00 9.6206 2003100.10.122160.00 13.7986 2004102.22.224398.00 10.0993 2005101126823.00 9.9393 2006101.21.229569.00 10.2375 注：cpih表示居民消費(fèi)物價指數(shù)（以上一年為100）；vcpih表示居民消費(fèi)物價指數(shù)（以上一年為100）的變動；avw表示年平均工資；hzavw(100)表示年平均工資的環(huán)比增長速度。圖4源數(shù)據(jù)上海市工資占GDP比重和G

56、DP環(huán)比增長變動yeartgdphztgdptwtwp1978272.8128.120.10311979286.430.049932.730.11431980311.890.088938.10.12221981324.760.041339.590.12191982337.070.037941.340.12261983351.810.043742.910.12201984390.850.111053.720750.194268.990830.051683.350.16981987545.460.111394.78030

57、.1885114.470540.0744131.10660.1222146.780770.1434172.840.193419921114.320.2468217.210.194919931519.230.3634279.330.183919941990.860.3104357.890.179819952499.430.2555440.750.176319962957.550.1833492.70.166619973438.790.1627510.10.148319983801.090.1054510.350.134319994188.730.1020583.540.139320004771.170.1390614.530.128820015210.120.0920