人民幣匯率波動(dòng)對(duì)工資收入的影響
——基于城市面板數(shù)據(jù)的研究

周光霞

一、引言

2005年7月21日，中央人民銀行啟動(dòng)人民幣匯率形成機(jī)制改革，人民幣匯率由原來(lái)的單一盯住美元轉(zhuǎn)向參考一籃子貨幣的管理浮動(dòng)，匯率波幅由千分之三擴(kuò)大到百分之二，匯率變動(dòng)對(duì)于工資收入的影響逐步加大。圖1列出了2005～2014年的人民幣實(shí)際匯率指數(shù)和城市居民平均工資水平的變化趨勢(shì)圖。從圖1可以看出，自2005年起，人民幣匯率基本保持了升值的趨勢(shì)，實(shí)際匯率指數(shù)從2005年的84.6（BIS有效匯率指數(shù)，以2010年為100點(diǎn)）升值到2014年的118.2，由于次貸危機(jī)的影響，2010年人民幣有小幅貶值，但是從整體上，2005～2014年人民幣匯率經(jīng)歷單邊升值的歷程。與人民幣升值趨勢(shì)相伴隨的是實(shí)際居民工資水平上漲，從2005年16 647元上升至2014年38 638元。從整體來(lái)看，2005～2014年的10年間，中國(guó)經(jīng)歷了人民幣升值和居民工資水平上漲的過(guò)程。

圖1 人民幣匯率與居工資收入變化趨勢(shì)圖（2005～2014）

人民幣匯率相關(guān)問(wèn)題一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)，大多數(shù)研究證實(shí)人民幣升值會(huì)顯著抑制就業(yè)，然而探討人民幣匯率升值影響工資水平的研究非常少，而且沒有達(dá)成一致結(jié)論。然而研究匯率對(duì)于居民收入的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。首先，研究匯率水平對(duì)于工資水平的影響，有助于加深人們對(duì)于中國(guó)二元?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)形成與變革的理解。在快速的城市化進(jìn)程中，如果經(jīng)濟(jì)體有能力將人民幣升值壓力轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新的動(dòng)力，那么勞動(dòng)力收入就可能受益于匯率升值，從而有助于緩解社會(huì)矛盾和實(shí)現(xiàn)城市化目標(biāo)。其次，匯率市場(chǎng)化改革會(huì)進(jìn)一步推進(jìn)，匯率帶來(lái)的不確定性進(jìn)一步加大，分析人民幣匯率對(duì)于工資收入的影響，也有助于金融市場(chǎng)的完善，推動(dòng)匯率市場(chǎng)化進(jìn)程。

現(xiàn)以省級(jí)、副省級(jí)和地級(jí)城市為研究對(duì)象，以2005～2014年為研究區(qū)間，利用城市面板數(shù)據(jù)分析人民幣匯率水平及其市場(chǎng)波動(dòng)對(duì)于工資收入的影響。

二、理論基礎(chǔ)和文獻(xiàn)綜述

（一）理論基礎(chǔ)

匯率表示兩種貨幣的相對(duì)價(jià)格水平，一種貨幣升值必然伴隨著另一種貨幣貶值。彈性論是分析貨幣相對(duì)價(jià)格變化帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。馬歇爾最早將西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的彈性分析方法引入國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域，1937年羅賓遜夫人在馬歇爾微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和局部均衡分析基礎(chǔ)上提出了“彈性理論”，20世紀(jì)40年代勒納在進(jìn)出口供求彈性外生情況下，提出了著名的“馬歇爾—勒納條件”，從理論上建立了貨幣匯率變動(dòng)的收入效應(yīng)。此后，梅茨勒等人在前人研究基礎(chǔ)上完善了彈性論。以本幣貶值為例，根據(jù)彈性論，本國(guó)貨幣貶值后，只有滿足馬歇爾—勒納條件，貿(mào)易收支才能改善，并且即使在馬歇爾—勒納條件成立的情況下，貨幣貶值也不會(huì)立即改善貿(mào)易收支，而會(huì)有一段時(shí)滯，在貨幣貶值后初期，貿(mào)易收支的逆差不僅不會(huì)縮小，反而會(huì)有所擴(kuò)大。

根據(jù)彈性論，本幣升值不利于貿(mào)易部門的工資收入，有利于非貿(mào)易部門的工資收入。以本幣標(biāo)價(jià)的出口產(chǎn)品價(jià)格上升，在國(guó)際市場(chǎng)上競(jìng)爭(zhēng)力下降，降低了銷售利潤(rùn)。對(duì)于以外幣標(biāo)價(jià)的出口產(chǎn)品而言，雖然在國(guó)際市場(chǎng)上銷售基本不受影響，但是當(dāng)外幣計(jì)價(jià)的銷售收入兌換成本幣時(shí)，會(huì)降低本幣表示的銷售收入。本國(guó)貨幣升值，在本國(guó)市場(chǎng)上銷售的外國(guó)產(chǎn)品價(jià)格下降，本國(guó)產(chǎn)品銷售下降。因此貿(mào)易部門利潤(rùn)下降，有可能將本幣升值的壓力轉(zhuǎn)嫁到勞動(dòng)者身上，降低工資水平。然而本國(guó)貨幣升值會(huì)吸引更多的外國(guó)消費(fèi)者入境消費(fèi)更多的本國(guó)非貿(mào)易品，如旅游景點(diǎn)及其周邊酒店吸引更多的外國(guó)游客，獲取更多的外匯收入。

因此，從理論上講，本幣升值不利于貿(mào)易部門。有利于非貿(mào)易部門。本幣貶值有利于貿(mào)易部門，不利于非貿(mào)易部門。

（二）文獻(xiàn)綜述

然而在實(shí)證檢驗(yàn)中，相關(guān)研究結(jié)論存在分歧。早在1961年，弗里德曼和蒙代爾就研究了匯率制度對(duì)于工資水平的影響，他們認(rèn)為固定匯率制度會(huì)促使勞動(dòng)力要求更高的工資溢價(jià)。1979年Lindbeck的研究發(fā)現(xiàn)，在小型對(duì)外開放經(jīng)濟(jì)體而言，固定匯率制度降低了勞資議價(jià)環(huán)境的不確定性，有利于工資水平上漲。Campa和Goldberg（2001）利用20年的年度數(shù)據(jù)，分析了美國(guó)制造業(yè)工資水平和匯率關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)美元貶值顯著增加了制造業(yè)出口導(dǎo)向型企業(yè)員工的工資水平。Goldberg和Tracy(2001)則發(fā)現(xiàn)在1976～1998年期間，伴隨著美元升值，制造業(yè)工資水平大幅下降。以上研究都是集中在貿(mào)易部門。Lebow（1993）將非貿(mào)易部門納入研究范疇，結(jié)果發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)和工資收入之間的關(guān)系不確定。

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，伴隨著人民幣匯率市場(chǎng)化改革的深入，人民幣匯率對(duì)勞動(dòng)力工資收入影響逐步得到學(xué)者的關(guān)注，但是同樣也沒有得到一致結(jié)論。丁劍平和鄂永健（2005）的研究發(fā)現(xiàn)實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門的工資影響不確定。而有研究證實(shí)，人民幣升值會(huì)提高工資水平。如曹海軍和何雯雯（2009）則發(fā)現(xiàn)人民幣升值推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)工資水平的上升。曹海軍、李丹燕（2010）認(rèn)為匯率升值背景下，由于中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)未完全市場(chǎng)化，工資獨(dú)立性較強(qiáng)，存在自我調(diào)整上漲趨勢(shì)。居勵(lì)（2007）利用IMF的人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率指數(shù)和我國(guó)1989～2004年數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)于我國(guó)貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門的工資均有顯著正影響，人民幣升值提升了中低階層的福利水平。然而也有研究得到了相反的結(jié)論，李穎、韓仁月（2012）證實(shí)了“長(zhǎng)期匯率升值和貨幣工資增長(zhǎng)互為替代”的觀點(diǎn)，無(wú)論采用何種指標(biāo)，人民幣升值對(duì)于行業(yè)工資增長(zhǎng)均有顯著抑制效果，而人民幣有效匯率波動(dòng)對(duì)于工資增長(zhǎng)有較為顯著的正面影響。徐建煒、戴覓（2016）發(fā)現(xiàn)人民幣匯率升值1%將會(huì)導(dǎo)致員工工資下降1%，其中進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)導(dǎo)致下降0.6%，出口收益效應(yīng)導(dǎo)致下降0.5%，進(jìn)口成本效應(yīng)造成上升0.1%。

之所以得到不一致的結(jié)論，主要原因有三個(gè)。第一，樣本研究區(qū)間不同。自1994年起，中國(guó)開始實(shí)施有管理的浮動(dòng)匯率制度，在2005年匯率改革之前，實(shí)質(zhì)為盯住單一貨幣美元。自2005年7月21日起，人民幣匯率不再盯住單一美元、參考一籃子貨幣進(jìn)行匯率調(diào)節(jié)，并且波動(dòng)幅度也是逐步擴(kuò)大，因此，研究區(qū)間不同，匯率市場(chǎng)化程度不同，研究結(jié)論也可能不同。第二，研究對(duì)象不同。如徐建煒（2016）利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，曹海軍（2009）則以第三產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象，李穎則分行業(yè)進(jìn)行研究。第三，匯率變動(dòng)作用于居民收入的機(jī)制復(fù)雜多樣。經(jīng)常賬戶下的進(jìn)出口貿(mào)易、資本與金融賬戶下的資產(chǎn)價(jià)格等都會(huì)對(duì)居民收入產(chǎn)生影響，收入分配機(jī)制也是匯率波動(dòng)影響居民收入的重要機(jī)制。

（三）述評(píng)

從既有文獻(xiàn)來(lái)看，國(guó)內(nèi)外針對(duì)“匯率波動(dòng)和工資水平”的相關(guān)研究取得了一定的成果，但是在人民幣匯率對(duì)于中國(guó)工資收入的影響進(jìn)行深入分析的不多，并存在不足之處。首先，不區(qū)分匯率水平和匯率制度，實(shí)質(zhì)上從2005年起，人民幣幣值上升和匯率波動(dòng)幅度加大同時(shí)進(jìn)行，因此忽視其中的一個(gè)方面都會(huì)導(dǎo)致研究的不完善。其次，關(guān)于人民幣匯率和工資收入的相關(guān)研究，大多側(cè)重于宏觀層面的研究，從城市中觀層面進(jìn)行的研究較少。再次，大多基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的總量分析，忽視經(jīng)濟(jì)體結(jié)構(gòu)性差異。

現(xiàn)以2005年匯改為研究起點(diǎn)，以省級(jí)、副省級(jí)和一般地級(jí)市為樣本，從城市中觀層面利用面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)人民幣匯率水平和匯率波幅對(duì)水平的影響，從匯率層面探討工資水平增長(zhǎng)機(jī)制。

三、實(shí)證模型、變量和數(shù)據(jù)

（一）模型

借鑒徐建煒、戴覓（2016）、曹海軍、金丹燕（2010）、居勵(lì)（2007）等的研究，構(gòu)建對(duì)數(shù)線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型（1）來(lái)研究匯率波動(dòng)對(duì)于工資收入的影響。

ln(wageit)=β0+β1·ln(reerit)+β2·ln(σt)+B·Xit+μit（1）

式子（1）為實(shí)證模型，下標(biāo)i代表城市，t表示年份，reer為人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)，σ為人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)波動(dòng)率，X為控制變量。

（二）變量說(shuō)明

實(shí)際平均工資水平wage是指一年內(nèi)直接支付給單位在崗職工的平均勞動(dòng)報(bào)酬總額，包括基本工資、績(jī)效工資、工資性津貼和補(bǔ)貼、其他工資等四部分。為了增加工資水平的可比性，以2005年為基準(zhǔn)，利用城市CPI指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，剔除通貨膨脹率的影響（部分城市缺失CPI指數(shù)，使用全省的CPI指數(shù)替代）。工資水平數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》的市轄區(qū)職工平均工資，CPI指數(shù)來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)reer（real effective exchange rate）是指該指數(shù)下降表示人民幣貶值，反之指標(biāo)上升表示人民幣升值，數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)際清算銀行（BIS）的REER。BIS計(jì)算的有效匯率指數(shù)是目前國(guó)際上較為權(quán)威的有效匯率指數(shù)，廣泛被各國(guó)央行、金融機(jī)構(gòu)和學(xué)者引用，人民幣有效匯率指數(shù)隸屬于BIS的廣義有效匯率指數(shù)體系。根據(jù)國(guó)際清算銀行資料，REER采用2010年為基期，基期指數(shù)為100，每月計(jì)算一次。

人民幣匯率波動(dòng)率σ是用BIS公布的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（月度數(shù)據(jù)）的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)表示。該指標(biāo)越高表示人民幣匯率在市場(chǎng)供求力量作用下，波動(dòng)越大，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)越大，經(jīng)濟(jì)體面對(duì)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)不確定增加，不利于勞動(dòng)力工資水平的上漲，預(yù)期該變量的回歸系數(shù)為負(fù)值。在匯率制度選擇上，一直存在固定匯率、浮動(dòng)匯率和中間匯率制度之爭(zhēng)，匯率制度選擇對(duì)于工資水平的影響存在爭(zhēng)議。引入該變量是為了分析人民幣管理浮動(dòng)匯率制度和工資水平的相關(guān)性。

為了使得回歸結(jié)果不受遺漏，重要解釋變量引起的估計(jì)偏誤的影響，我們?cè)谀Ｐ椭羞€盡可能控制了其他一系列可能影響城市平均工資收入的因素。這包括城市經(jīng)濟(jì)集聚能力（用市轄區(qū)人口密度來(lái)衡量）、土地城市化率（用市轄區(qū)土地面積占全市行政轄區(qū)面積的比例表示）、人口城市化率（用城市市轄區(qū)常住人口占總?cè)丝诒戎貋?lái)表示）、城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（用人均GDP表示）、政府支出（采用地方政府預(yù)算內(nèi)支出占GDP的比重度量）、對(duì)外開放程度（使用當(dāng)年實(shí)際使用外商資金總額占GDP的比重度量）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表示）、金融投資（采用金融機(jī)構(gòu)存款余額占GDP的比重度量）、人力資本水平（用市轄區(qū)內(nèi)教師數(shù)量/城市人口規(guī)模表示，變量為每萬(wàn)人中的教師數(shù)量）、失業(yè)率（用年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)人員數(shù)占全市從業(yè)人員總規(guī)模的比例表示）等。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源和數(shù)據(jù)描述

數(shù)據(jù)來(lái)自于兩部分，人民幣匯率數(shù)據(jù)來(lái)自于BIS人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)。平均工資水平等其他數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》的市轄區(qū)數(shù)據(jù)。用來(lái)調(diào)整平均工資水平的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。表1是變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

利用2005～2014年城市面板數(shù)據(jù)，現(xiàn)分別采取固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種方式進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)，最后用Hausman檢驗(yàn)值確定選擇固定還是隨機(jī)效應(yīng)模型。表2匯報(bào)了回歸結(jié)果，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，選取固定效應(yīng)，接下來(lái)對(duì)表2的回歸結(jié)果（2）進(jìn)行分析。

1.人民幣匯率水平和工資收入的關(guān)系

從回歸結(jié)果（2）可知，人民幣實(shí)際匯率指數(shù)對(duì)于城市平均工資水平具有顯著的正向影響，這意味著自從2005年7月匯率形成機(jī)制改革以來(lái)，人民幣呈現(xiàn)出升值的趨勢(shì)，而城市勞動(dòng)力的平均工資水平也隨之提高，主要原因有以下四點(diǎn)。

第一，現(xiàn)行工資水平已經(jīng)很低。對(duì)于貿(mào)易部門而言，企業(yè)難以用調(diào)整工資的方法緩解人民幣升值的壓力，企業(yè)更傾向于改變就業(yè)數(shù)量而非工資。并且，在人民幣升值導(dǎo)致進(jìn)口成本增加、出口利潤(rùn)減少的情況下，為了在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中生存并獲得發(fā)展，企業(yè)具有創(chuàng)新和技術(shù)升級(jí)的激勵(lì)，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，產(chǎn)品逐步從勞動(dòng)密集型向資本密集型轉(zhuǎn)化，雖然就業(yè)機(jī)會(huì)減少，但是工資水平卻會(huì)獲得一定程度的提高。對(duì)于非貿(mào)易部門而言，由于勞動(dòng)力可以在不同部門之間流動(dòng)，匯率水平變動(dòng)給貿(mào)易部門工資帶來(lái)的影響逐步擴(kuò)散到非貿(mào)易部門，從而迫使非貿(mào)易部門的平均工資水平上升。最終，各部門勞動(dòng)力的工資水平均有所提高。

表1 主要變量統(tǒng)計(jì)描述

第二，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)狀況良好。雖然全球經(jīng)歷了次貸危機(jī)和歐債危機(jī)，但是從整體上看，2005～2014年這段時(shí)期，中國(guó)經(jīng)濟(jì)依然維持了較高的增長(zhǎng)率，GDP平均增長(zhǎng)率為9.95%。經(jīng)濟(jì)繁榮，企業(yè)擴(kuò)張，相應(yīng)的工資水平也會(huì)有所提高。

第三，預(yù)期因素。進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，人民幣升值壓力很大，存在人民幣升值預(yù)期。在人民幣幣值將升未升的時(shí)候，國(guó)外大量資本進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng)，在資本與金融賬戶還未完全開放的情況下，實(shí)體經(jīng)濟(jì)價(jià)格上漲，進(jìn)而推動(dòng)工資上漲。

第四，工資統(tǒng)計(jì)口徑的問(wèn)題。長(zhǎng)期以來(lái)工資水平統(tǒng)計(jì)的是單位在崗職工的報(bào)酬，農(nóng)民工的實(shí)際收入和工資水平無(wú)法準(zhǔn)確統(tǒng)計(jì)。從就業(yè)單位來(lái)看，農(nóng)村勞動(dòng)力大多在外資企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)、建筑業(yè)、服務(wù)業(yè)等單位就業(yè)。然而，有證據(jù)表明，人民幣升值造成的工資降低更多地體現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)中（徐建煒、戴覓，2016）。

2.人民幣匯率波動(dòng)率和工資收入的關(guān)系

人民幣幣值波動(dòng)性對(duì)城市平均工資水平具有顯著的負(fù)向影響，也就是說(shuō)，人民幣匯率波動(dòng)性越高，越不利于工資水平的上漲。自2005年匯率形成機(jī)制改革后，人民幣從傳統(tǒng)的盯住美元改為盯著一攬子貨幣，在央行匯率中間價(jià)基礎(chǔ)上允許波動(dòng)幅度從千分之一調(diào)整為百分之三，匯率波動(dòng)的不確定性加大，勞資雙方對(duì)未來(lái)匯率波動(dòng)的預(yù)期不確定性增加，從而對(duì)工資上漲產(chǎn)生了向下的壓力。另外，在中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)中，工會(huì)作用十分有限，在勞資雙方的工資談判過(guò)程中，勞動(dòng)力處于弱勢(shì)地位，企業(yè)容易將匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)嫁到勞動(dòng)力身上，通過(guò)降低勞動(dòng)力工資來(lái)規(guī)避人民幣匯率波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)。Lindbeck（1979）從反面證實(shí)了結(jié)論。林德貝克通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，固定匯率制度為企業(yè)和工會(huì)進(jìn)行工資溢價(jià)提供了更為確定的環(huán)境，因此固定匯率制度有利于工資水平上漲。

3.其他控制變量

城市集聚能力（density）的回歸系數(shù)為正值。原因在于經(jīng)濟(jì)集聚是城市的本質(zhì)特征，大量的生產(chǎn)要素及其經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在城市空間集聚，會(huì)通過(guò)投入品的共享、勞動(dòng)力市場(chǎng)共享、知識(shí)溢出、本地市場(chǎng)效應(yīng)、消費(fèi)效應(yīng)，尋租等提高城市勞動(dòng)生產(chǎn)率和勞動(dòng)力的工資水平。

土地城市化率(rate_land)的回歸系數(shù)顯著為正值，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。土地城市化指城市建成區(qū)面積不斷擴(kuò)大，以及城市數(shù)量不斷增加。土地作為地方政府的主要政策工具，在當(dāng)前中國(guó)“竟次式”經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式中至關(guān)重要。土地作為一種要素，直接投入生產(chǎn)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，快速城市化進(jìn)程中，土地要素被重新估價(jià)，直接成為政府的“土地財(cái)政”，在工業(yè)用地上，地方政府通過(guò)低價(jià)出讓土地、吸引投資獲得直接的增值稅收入、營(yíng)業(yè)稅收入和土地出讓收入，在商、住用地上采用高價(jià)“招拍掛”出讓土地等方式獲得預(yù)算外收入、擴(kuò)張地方公共支出，發(fā)揮加速作用，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而推動(dòng)工資水平上升。

失業(yè)率（unemployment）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)值，這意味著城市失業(yè)率越高，勞動(dòng)力工資水平越低。這是因?yàn)槭I(yè)率越高意味著城市勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈，勞動(dòng)力市場(chǎng)供求缺口越大，如果勞動(dòng)力不選擇退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的話，只能接受較低的工資水平。

非農(nóng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度（nagriculture）的回歸系數(shù)顯著為正值。非農(nóng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低決定了城市內(nèi)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的重要性程度，一個(gè)地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比例越高，當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力市場(chǎng)需求越高，勞動(dòng)力獲得工資收入水平越高。

城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）的回歸系數(shù)顯著為正值。這意味著一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)越繁榮，在為勞動(dòng)力創(chuàng)造更多就業(yè)機(jī)會(huì)的同時(shí)，也會(huì)推動(dòng)工資水平的上漲。

政府支出（govgdp）的回歸系數(shù)為正值，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。原因在于政府部門通過(guò)在公共服務(wù)和公共管理領(lǐng)域的支出總量和配比影響著勞動(dòng)力質(zhì)量和流動(dòng)，財(cái)政支出通過(guò)改變城市的資本投入規(guī)模和資本要素配置影響著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度和效率。因此，當(dāng)政府財(cái)政支出在GDP所占比重增加，增加社會(huì)福利，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和工資水平的提高。

表2 回歸結(jié)果

金融投資（bankgdp）的回歸系數(shù)為正值，在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。原因在于金融是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的血液，一個(gè)地方金融存款越多，存款轉(zhuǎn)化為投資的可能性增加，從而增加就業(yè)機(jī)會(huì)和工資水平。

對(duì)外開放程度（fdigdp）的回歸系數(shù)為正值，并在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。主要原因在于一個(gè)地區(qū)開放程度越高，會(huì)在更大程度上參與全球產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和全球資金的流入，參與全球分工與合作，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展和工資水平的提高。

城市人力資本水平的回歸系數(shù)為正值，并在5%統(tǒng)計(jì)水平顯著。在其他條件相同的情況下，人力資本水平高的勞動(dòng)力可能具有較高的工資水平。

人口城市化率（rate_pop）和所有制結(jié)構(gòu)（nsoe）對(duì)于工資水平的影響有待于進(jìn)一步實(shí)證結(jié)果的檢驗(yàn)。

（二）基于系統(tǒng)GMM方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

匯率水平和工資水平之間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，匯率水平及匯率波動(dòng)通過(guò)進(jìn)出口、資本流動(dòng)、收入分配等多種機(jī)制影響工資水平，而同時(shí)工資水平也會(huì)通過(guò)消費(fèi)和投資等渠道影響貨幣購(gòu)買力，進(jìn)而影響匯率水平，因此匯率水平和工資水平之間存在著雙向因果關(guān)系。另一方面，匯率水平、工資收入和方程中其他解釋變量可能同時(shí)遭遇相同和類似的因素影響，從而和殘差項(xiàng)相關(guān)。第三，雖然控制了人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平等變量，但是工資收入受多種因素影響，因此方程中可能存在遺漏變量問(wèn)題。第四，工資水平調(diào)整具有滯后性，并且滯后期的觀測(cè)值會(huì)對(duì)當(dāng)前工資收入產(chǎn)生影響。因此，為了保證估計(jì)結(jié)果的可靠性，現(xiàn)采用動(dòng)態(tài)面板廣義矩陣估計(jì)方法消除研究過(guò)程中的內(nèi)生性問(wèn)題、遺漏變量等問(wèn)題。鑒于差分GMM可能出現(xiàn)弱工具變量問(wèn)題，使用系統(tǒng)GMM估計(jì)，估計(jì)結(jié)果匯總于表3中。

表3中分別采用工資水平的一階、二階、三階、四階滯后項(xiàng)，分別進(jìn)行回歸，并進(jìn)行Wald檢驗(yàn)、Sargan檢驗(yàn)和AR（2）檢驗(yàn)。Wald檢驗(yàn)是為了驗(yàn)證模型整體的顯著性，Sargan檢驗(yàn)用來(lái)判斷工具變量有效性，檢驗(yàn)估計(jì)過(guò)程中是否存在過(guò)度識(shí)別約束。AR（2）檢驗(yàn)用于判斷差分方程的殘差項(xiàng)是否存在序列相關(guān)。回歸結(jié)果（4）同時(shí)通過(guò)了Wald檢驗(yàn)、Sargan檢驗(yàn)和AR（2）檢驗(yàn)。對(duì)比表2的固定效應(yīng)回歸結(jié)果，可以看出，采用系統(tǒng)GMM時(shí)，人民幣實(shí)際有效指數(shù)對(duì)工資水平具有顯著正向影響，而指數(shù)波動(dòng)率越高越不利于工資水平的提升，變量的顯著程度沒有實(shí)質(zhì)性的變化，證實(shí)了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論和建議

（一）結(jié)論

1.人民幣升值促進(jìn)了勞動(dòng)力工資水平的上升。主要原因在于，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致了中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)不完善、工資水平偏低，繁榮了國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)，人民幣升值的預(yù)期因素，以及城市工資水平統(tǒng)計(jì)口徑等。

2.人民幣匯率波動(dòng)率越高越不利于勞動(dòng)力工資水平的提高。主要原因在于，匯率波動(dòng)幅度增加，經(jīng)濟(jì)體面臨的不確定性加大，在國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力市場(chǎng)不完善、工會(huì)力量薄弱的情況下，企業(yè)有能力將匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)嫁給勞動(dòng)力。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

（二）建議

1.采用積極的工資收入政策，適度提高工資水平。中國(guó)工資收入長(zhǎng)期得到壓制，雖然2006年7月開始進(jìn)行工資調(diào)整，但是調(diào)整涉及對(duì)象范圍較窄。這為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)大量廉價(jià)勞動(dòng)力，但是卻使得工資價(jià)格機(jī)制難以在勞動(dòng)力市場(chǎng)充分發(fā)揮作用，工資水平難以引導(dǎo)勞動(dòng)力資源得到優(yōu)化配置。

2.新常態(tài)經(jīng)濟(jì)背景下，加大經(jīng)濟(jì)體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)投入，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。因?yàn)槠髽I(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率提高后，有能力應(yīng)對(duì)人民幣升值引起的進(jìn)口成本增加、出口價(jià)格下降帶來(lái)的利潤(rùn)降低的風(fēng)險(xiǎn)，從而避免將風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移到勞動(dòng)者身上。

3.完善金融市場(chǎng)。規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)是金融市場(chǎng)的基本職能之一，一個(gè)發(fā)達(dá)、完善的金融市場(chǎng)體系可以為經(jīng)濟(jì)體提供套期保值、套利等機(jī)會(huì)，使得企業(yè)通過(guò)遠(yuǎn)期外匯交易、外匯期權(quán)、外匯期貨、貨幣互換等規(guī)避人民幣匯率波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)。

4.人民幣匯率制度向浮動(dòng)匯率制度轉(zhuǎn)變是必然的趨勢(shì)，在匯率市場(chǎng)化進(jìn)程中，市場(chǎng)供求因素都可能導(dǎo)致匯率短時(shí)間內(nèi)劇烈波動(dòng)，進(jìn)而對(duì)勞資雙方造成影響，企業(yè)有能力將匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)嫁給勞動(dòng)者。這意味著，在人民幣匯率市場(chǎng)化情況下，政府要慎重出臺(tái)以犧牲勞動(dòng)力利益而補(bǔ)貼企業(yè)政策，因?yàn)檫@會(huì)降低勞動(dòng)者收入。同時(shí)為了保護(hù)勞動(dòng)力的權(quán)益，應(yīng)該深化戶籍制度改革，消除勞動(dòng)力流動(dòng)的阻礙，增加勞動(dòng)力市場(chǎng)的活躍程度。同時(shí)要加強(qiáng)工會(huì)等組織的力量，增加勞動(dòng)力在勞資談判過(guò)程的實(shí)力，保護(hù)勞動(dòng)者的合法權(quán)益。

（4）l n_p e r g d p（1）（2）（3）l n_g o v g d p l n_b a n k g d p l n_f d i g d p l n_h r C o n s t a n t O b s e r v a t i o n s N u m b e r o f n u m b e r 0.1 1 5***(0.0 0 9 4 1)0.0 5 3 4***(0.0 1 0 2)-0.0 5 0 9***(0.0 1 7 5)-0.0 0 0 3 0 6(0.0 0 2 5 6)0.0 0 0 1 2 9(0.0 1 5 3)0.1 8 0(0.7 7 0)2,1 0 3 2 7 6 0.0 6 1 1***(0.0 1 1 2)0.0 4 1 3***(0.0 0 9 3 4)-0.0 3 0 8*(0.0 1 7 0)0.0 0 1 7 3(0.0 0 2 7 9)0.0 0 0 1 1 1(0.0 1 4 3)2.5 1 0***(0.6 8 4)1,8 5 0 2 7 3-0.0 1 6 9(0.0 1 4 8)0.0 3 2 7***(0.0 0 9 4 1)-0.0 3 3 7*(0.0 1 9 6)-0.0 0 1 9 2(0.0 0 2 8 2)0.0 0 2 3 9(0.0 2 1 3)-0.1 7 6(0.5 6 9)1,6 0 2 2 6 8-0.0 0 4 1 8(0.0 2 0 0)0.0 4 2 6***(0.0 1 1 0)-0.0 2 6 5*(0.0 1 6 0)0.0 0 1 4 3(0.0 0 3 3 6)0.0 1 2 0(0.0 2 4 3)0.6 8 3(0.7 5 4)1,3 5 5 2 6 3 W a l d c h i A R(2)S a r g a n 1 1 4 8 8.2 2 0.3 1 2 2 0.0 0 0 0 7 1 7 9.7 4 0.5 0 4 9 0.0 5 1 6 9 7 2 5.8 4 0.0 0 7 9 0.0 0 0 5 8 8 8 6.3 9 0.7 6 8 4 0.0 2 5 2 S t a n d a r d e r r o r s i n p a r e n t h e s e s***p＜0.0 1,**p＜0.0 5,*p＜0.1

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