論國有企業用工機制的市場化轉變

[摘 要]理論分析表明，自20世紀90年代末國企改革以來，隨著正式工規模的大幅壓縮，勞動力資源的配置機制可能正從過去單一的工資調節模式轉向工資和雇傭量的雙調節模式。基于中國工業企業數據庫的實證分析證明了這一推測并發現，2003年之后產出波動對雇傭量的傳導有所強化;對工資的沖擊則有所緩解，雙變量調節的特征愈發明顯。這意味著國企能在一定程度上兼顧效率目標和社會目標。

[關鍵詞]國有企業;用工機制;社會目標;效率目標

Abstract：Theoretical analysis shows that since the reform of state-owned enterprises in the late 1990s， with the sharp reduction of the scale of formal workers， the allocation mechanism of labor resources may be changing from a single wage adjustment model to a dual adjustment model of wages and employment. Based on the empirical analysis of China's industrial enterprise database， this conjecture is proved and found that after 2003， the transmission of output fluctuation to employment has been strengthened. On the other hand，the impact on wages has been alleviated， and the characteristics of bivariate adjustment have become more and more obvious. This means that the state-owned enterprises can take into account the efficiency goals to a certain extent.

Key words： state-owned enterprises; employment mechanism; social goals; efficiency target

一 引 言

西方經濟學經典理論認為，有效率的要素出清方式是柔性的調節方式：當產出變化時工資和雇傭量都會變化，雙變量調節舒緩了對任何一個變量所可能造成的沖擊。但在傳統的國有企業中，我們很難看到雙變量調節，更常見的是單變量調節，低工資高就業就是一個典型：當產出下降時，為保住大家的飯碗，只能委曲求全，大幅壓低工資，用價格調節來代替數量調節。可一旦這種模式難以為繼，就會轉向另一極端，即單一的數量調節，引發大規模的失業潮，正如20世紀90年代末的下崗潮。然而時過境遷，在改革開放四十多年后的今天，當面對產出波動時，國企勞動要素的調節方式還會像以前那樣嗎？

本文從理論和實證兩個維度探討了上述問題。在理論維度，比較靜態分析表明自20世紀90年代末國企改革以來，隨著正式員工的大幅壓縮，國有企業用工機制可能從過去單一的價格調節模式轉向價格與數量的雙調節，政治約束條件和利潤目標可能得以兼顧，在這一過程中產出波動對雇傭量和工資的沖擊均會減弱。基于中國工業企業數據庫的實證分析證明了該假說：在2003年之前國有企業雇傭量基本不隨產出而變化，但工資卻大幅波動，用價格調節來代替數量調節的特征很明顯;但2003年之后價格與雇傭量雙調節的特征愈發明顯，雇傭量調節力度從之前的不足0.1升至0.2左右，工資調節力度則明顯下降，從此前的0.5左右降至0.3。進一步的穩健性分析支持了上述結論。

上述結論提醒我們，單從勞動力資源配置機制來看，今天國有企業很可能已經在按邊際原則進行，市場化特征已較明顯。這意味著，在實現社會目標的同時，國有企業已經能在相當程度上提升資源配置的效率。

二 文獻綜述

國有企業的用工機制是洞悉其效率特征的重要窗口。在計劃經濟時代乃至改革開放早期，僵化的用工機制飽受詬病[1]，勞動要素的投入不能對經營狀況做出應有的反應，冗員問題突出，低工資高就業現象普遍。

這種不合理的現象之所以能長期存續，主要還是源于國有企業的特殊定位。與其他所有制企業不同，國有企業是社會主義憲法制度的經濟基礎，履行國家職能的基本力量[2]，這決定了它承載著不同于一般企業的功能，不能完全以利潤最大化為目標，還必須實現一定的社會目標[3]，比如提供就業崗位、維護社會穩定。[4]相應地，在資源配置方面，國有企業也不可能完全按西方經濟學所預測的范式來進行，當產出波動時，不可能按市場原則來靈活地調節雇傭量和工資，取而代之的是行政機制。這種強制力量造成了員工對企業的依附關系以及企業對員工的無限責任。[5][6]與日本終身雇傭制度類似，這帶來了嚴重的效率損失[7]，企業沒有自主選擇勞動力的權利，低績效是必然的。[8]僵化的用工機制的危害還遠不止于此，它還會進一步導致社會不公問題，比如正式工的就業特權所帶來的工資和收入分配差距擴大[9]，可以說，社會福利損失遠大于企業自身的效率損失。[10][11]

雖然人們很早就注意到這個弊端，但一直找不到解決的辦法，畢竟，社會主義憲法制度和社會目標的約束是剛性的，我們不可能像前蘇聯那樣通過消滅國有企業來獲得所謂的效率優勢。國有企業是社會主義經濟制度的基礎，無論如何，國企比重不可能降為零。[12]如何在國有企業的制度框架內尋找既能滿足社會目標又能兼顧效率目標的勞動力資源配置機制，是一個重要的改革話題。

這個問題在20世紀90年代末似乎找到了一個突破口。盡管此前的國企改革都沒有取得實質性的成效[13]，但90年代末的那場改革開始“動真格、下猛藥”，冗員被迅速清退，通過國有資產戰略性調整，國企開始從競爭性領域退出，通過出售、轉讓、改制、關停等方式把大量勞動力有步驟地拋向市場，就業人數迅速縮減[14]，僅1995-2003年，國有企業下崗人數就超過4000萬。雖然這場裁員仍是源于行政強制力量，但它可能會為下一階段的用工機制改革帶來契機。我們該如何解讀這個契機呢？這還要回到Blanchard amp; Summers[15]的經典文獻上。

Blanchard amp; Summers在解讀20世紀50年代歐洲失業問題時，曾發現一個有悖于傳統理論的現象，那就是歐洲自然失業率在不斷攀升，而不是像經典的自然率假說所預測的那樣保持穩定。[15]他們把這歸結為失業回滯原理：當經濟面臨一個不可預測的沖擊時，雇主無法抵御，只能辭退部分員工，余下員工則會結成一個團伙，即所謂的內部人（insiders）。這些內部人會通過游說等手段干預雇主的下一步的雇傭決策，試圖在保證雇主利益最大化的同時也能保證他們的就業權益的最大化，比如當經濟復蘇時，雇主本欲增招新的員工，但內部人會極力阻止，他們可以通過加班的形式來滿足勞動要素的增量需求，雇主增產活動不會受到任何影響，他們也能獲得加班工資的好處，只有當他們加班到極限尚不能滿足用工需求時才會增招新人。在這種模式下，內部人的特殊訴求可以在不干擾企業利潤最大化目標實現的前提下得到滿足。

這對我們有重大的啟發意義，因為內部人是享有就業優先權的一群人，這類似于國企的現有職工。如果把20世紀90年代末國企下崗潮后剩下來的員工比作內部人的話，那么這部分員工的就業權要首先得到保證。這一推斷已經被證實[16]，也構成國企用人機制改革的新的約束條件。那么，我們能否找到一種機制，在滿足上述約束條件的前提下，像Blanchard amp; Summers[15]所描述的那樣，把社會目標和效率原則統一起來呢？這還有待考證。但不論如何，有一點是可以肯定的，那就是社會目標優先于效率目標，如果它得不到滿足，效率目標必然受損，甚至放棄[17][18];如果處理得好，則可能煥發效率生機。而這并非不可能，撇開用工機制不談，在其他領域這種兼顧性似乎已初露端倪。[19]

論文余下部分將從理論和實證兩個維度對上述問題展開探討。

三 國有企業用工機制轉變的理論分析

（一）理想狀態下的柔性調節機制

假設經濟中只有一個典型的國有企業，它面臨的是壟斷的勞動供給，供給曲線為斜向上的。

雖然這一假設偏離實際，但不影響分析結果，因為國企的資源配置在相當程度上受到政府意志的影響，它們在行動上具有高度的一致性，在某種程度上，就像一個行動主體，由此構成要素市場的壟斷特征。國企雇傭量是勞動供求兩方面因素綜合作用的結果。

首先看需求方面。與民營企業一樣，國有企業也要追求利潤最大化目標，特別是在上一輪國企改革完成后，在國有資本保值增值的考核壓力下，管理者在用工需求方面不再是盲目的，而是要考慮到生產者均衡的要求。

這是一種基于邊際原則的調節方式，也是雙調節，即工資和雇傭量同時隨產出波動而調節。它的好處就在于，兩個變量的同時調節，規避了產出波動對任何一個變量的過大的沖擊。

（二）特殊約束條件下的單一調節模式

但國企又不同于民企，國企特殊的產權屬性決定了它不一定能完全依據利潤最大化原則來行事，還要受到一定的約束條件限制。

在國企特殊的成長歷程中形成了一股特殊的力量，比如關系硬、有后臺的老職工或以干部身份分配進來的編制內員工，他們就像Blanchard amp; Summers[15]所描述的內部人（insiders），是一個既得利益群體，其就業特權要首先得到保證，不得無故辭退。邊際原則通常在內部人面前止步。

（三）內部人壓縮后的混合調節模式

1997年東南亞金融危機以及政府強力主導的國企改革超出了任何一個國企管理者的控制范圍，是典型的Blanchard amp; Summers[15]意義上的沖擊，國企雇員劇烈減少并于2003年前后企穩。經過這一輪大裁員，形成了一個新的內部人團體，他們規模更小但實力更強，與管理者的討價還價能力也更強大。保證這一部分人的就業特權構成了后續用人機制改革的新的約束條件。

但內部人已被壓縮至如此緊湊的規模，以至于上述目標能與利潤目標可能能夠有效兼容起來。解決辦法就是“正式工+臨時工”的用人模式。內部人全部用正式工的身份來識別，其余人員則是臨時工身份，比如短期合同或派遣制，他們隨產出波動而自由增減，這樣做既滿足邊際原則，也沒有政治壓力。

于是國企出現了一種新的混合型的勞動力資源配置機制，即內部人協議+邊際原則。前者是一種行政性的制度剛性，后者是市場機制。只要握緊正式工的籠頭，管理者就可以自如地按邊際原則來增減勞動力。

在圖1中，如將內部人規模控制在L3上，當產出由Q1降至Q2時，合意的雇傭規模由L1降為L2，被精簡掉的L1-L2部分是臨時工。

總之，有了“正式工+臨時工”用工模式后，國企管理者已經突破了特定約束條件的限制，當面對產出波動時，能在一定程度上按邊際原則對雇傭量和工資進行調節，實現效率目標和社會目標的統一。

四 實證檢驗方法及數據說明

為檢驗上述假說，我們將利用中國工業企業數據庫來進行分析。雖然該庫以民營或外資企業為主，但國有（控股）企業也有多達數百乃至上千家，能為實證檢驗提供足夠的樣本。為保證數據質量，時間序列只截取1999-2007年。

（一）計量模型的設置

如前所述，如果國企按邊際原則來調配勞動力資源，雇傭量和工資都將隨產出的波動而波動，為此需分別設置工資方程和就業方程來進行檢驗。

1.工資方程

（二）數據的統計性說明

按一般處理辦法，國有控股的比例應為50%以上，我們用企業資本總額中國有資本的比重來計算。輕工業和重化工業主要是根據產品用途來進行分類，前者主要是指生活資料工業，后者主要是指生產資料工業。

輕工業主要包括：農副食品加工業，食品制造業，飲料制造業，煙草制造業，紡織業，皮革、毛皮、羽毛及其制品業，木材加工業，家具制造業，造紙及紙制品業，印刷業和記錄媒介的復制，文教體育用品制造業，醫藥制造業，塑料制造業，通訊設備、計算機及其他電子設備制造業，工藝品及其制造業。重化工業主要包括：石油加工、煉焦及核燃料加工業，化學原料及化學制品制造業，化學纖維制造業，橡膠制造業，非金屬礦物制造業，黑色金屬冶煉及壓延加工業，有色金屬冶煉及壓延加工業，金屬制品業，通用設備制造業，專用設備制造業，交通運輸設備制造業，電器機械及器材制造業，儀器儀表制造業，廢棄資源和廢舊材料回收加工業，電力、熱力的生產和供應業，燃氣生產和供應業，水的生產和供應業。

表1顯示，在2006年之前國企樣本總數都在700家以上，其中輕工業和重化工業幾乎各占一半，這樣的樣本規模足以保證分析需要，但2007年國企數量大幅銳減至237家，這可能與國企整合有關。

就平均工資而言，除1999年和2007年外其余年份均波動平穩，但這兩年出現了異常變化，且主要集中在重化工業領域。究其原因，還是與這兩年樣本出現較大變化有關。我們推測，重化工業領域國企改革在后期加快推進，通過關停并轉虧損企業以及人員分流，工資出現了飛漲的假象。

由表2可見，國企的平均產值在1999年還不足2億元，此后穩步上升，2006年接近30億元，2007年則逼近130億元，這與企業數量銳減有關，似乎也能驗證前面關于合并的推測。

有一個現象值得注意，那就是重化工業的規模明顯大于輕工業，但雇傭量卻相差無幾。就年均產值來說，除1999年外，其余年份重化工業都比輕工業高出差不多一個數量級，比如2006年輕工業只有7.6億元，重化工業則高達50億元，但就年均雇傭人數來說，輕工業為232人，重化工業為299人，相差不大。

五 國有企業用工機制轉變的實證檢驗結果

（一）雇傭量調節由弱到強

針對全部的國有企業樣本，模型（8）的回歸結果如表3所示。

在表3中，分別運用差分GMM估計和系統GMM估計進行了分析，我們先要根據殘差自相關檢驗以及工具變量的過度識別檢驗來判定模型是否合理。就以2003年之前的差分GMM估計為例，雖然AR（1）不能通過一階無自相關檢驗，但AR（2）顯示它不存在二階自相關。另外，Sargan指標顯示，即使在10%的顯著性水平上也無法拒絕工具變量有效的原假設。據此，可認為模型設定合理。類似地，其他三個模型也不存在二階自相關，且能通過工具變量的有效性檢驗。

第二列為2003年之前差分GMM估計結果，可以看出雇傭量在很大程度上取決于上一年的雇傭量ln Lt-1，影響程度超過40%，雇傭量有較強的運動慣性。利潤率π、產業屬性indus的系數均不顯著，說明它們對雇傭量沒有顯著影響。資本規模ln cap的系數顯著為正，為0.042，說明相較于小企業，大企業的工資更高，存在規模溢價。利率r的系數顯著為正，為0.272，說明隨利率提高國企會增加勞動要素的投入，這可能是源于替代效應的作用。

核心解釋變量ln Q的系數并不顯著，說明2003年之前基本沒有雇傭量調節。這個結果出乎預料，畢竟，在20世紀90年代末的國企改革中每年都有數百萬員工分流下崗，怎么就業彈性不顯著呢？可能有兩個原因：第一，2003年之前的分流下崗主要是行政機制的結果，每個企業下崗多少人，哪些人下崗，都是按行政指令圈定好的，并非產出波動所引起的，而我們討論的是從產出波動到雇傭量波動的傳導。第二，可能與國企改革分步推進有關。20世紀90年代末的國企改革以國有資產的戰略性調整為主基調，輕工業領域先行，重化工業領域稍后。就算輕工業就業彈性較大，重化工業領域仍維持以前的運轉機制，也會拉低整個國企的就業彈性。從表2也可以看出來重化工業在國企產值中的比重還非常高，它對整個國企的影響很大。

至于2003年后的差分GMM估計結果，表3第三列顯示，ln Q的系數開始變得顯著且達到0.219，說明當產出增減1%時，雇傭量會增減0.219%。所以，單從差分GMM估計的結果來看，在2003年前后產出波動從不能影響雇傭量轉向能明顯產生影響，雇傭量調節開始凸顯。

下面再來看系統GMM估計的結果。

在2003年之前的模型中，滯后被解釋變量ln Lt-1的系數顯著，為0.321，比差分GMM估計的結果稍小一些;利率變量r的系數也顯著，為0.256，與差分GMM估計結果相差不大;其余控制變量的系數均不顯著。ln Q的系數能通過10%的顯著性檢驗，但只有0.084，說明隨產值每增減1%，雇傭量會增減0.084%。而在2003年之后的模型中ln Q的系數達到0.207，說明產值每增減1%，雇傭量會增減0.207%，幅度比之前擴大了0.123%。

綜合差分GMM估計和系統GMM估計的結果，可以看出，在2003年前后，隨產出波動，國企雇傭量調節呈明顯的強化趨勢。

（二）工資調節明顯減緩

針對全部的國有企業樣本，模型（7）的回歸結果如表4所示。

先來看差分GMM估計的結果。在2003年之前的模型中，核心解釋變量ln Q的系數顯著為正，且達到0.510，說明在這個階段價格調節的力度是非常強的，產出每增減1%會使工資收入增減0.510%。而在2003年之后的模型中ln Q的系數要小很多，為0.301，減少了0.209，工資調節力度顯著下降。

再看系統GMM估計的結果。在2003年之前的模型中ln Q的系數為0.446，力度比差分GMM估計要小一些;在2003年之后的模型中ln Q的系數則降為0.282，比之前減少了0.164，工資調節力度也出現了較大的下降。

綜合差分GMM估計和系統GMM估計的結果，可以判定在2003年前后，在全部國有企業樣本中，隨著產出波動工資調節的力度已大幅減緩，這與雇傭量調節的強化趨勢形成了鮮明的對比。

六 穩健性分析

對上述分析結果我們還要做進一步的穩健性檢驗。具體地，我們將按如下兩種方法來處理：一是在各個模型中逐步引入控制變量。我們發現在各模型中隨變量的增加核心解釋變量的系數的顯著性及符號方向未發生根本變化，唯有數值發生小幅變化。

基于篇幅限制，逐步引入控制變量后的各模型回歸結果不再列出。二是調整時間臨界點。國企改革大致發生于20世紀90年代中后期至21世紀初，但并沒有一個確切的時間點。在上一節分析中，我們按慣常的處理辦法以2003年為分割點。如果前述結論成立且穩健，那么，我們往前或往后挪動一下時間分割點，結論不應有大的改變，仍呈雇傭量調節強化、工資調節弱化的總體趨勢。下面我們就先把時間分割點往前移動一年至2002年，再往后移一年至2004年，分別進行分析并比較。

（一）雇傭量調節變化趨勢的穩健性分析

對應于新的分割點，模型（8）的回歸結果如表5所示。

鑒于系統GMM估計包含更多的信息，在如下分析中我們均用系統GMM估計方法進行。如以2002年為分割點，從表5第二列可以看出，在2002年之前，ln Lt-1的系數顯著為正，為0.603，說明雇傭量有60.3%取決于上一期雇傭量。ln cos t的系數顯著為負，為-0.461，說明雇傭量與用工成本呈反比，這一點與我們的經驗直覺基本吻合。利率r的系數顯著為正，為0.087，解釋同前，不再贅述。核心解釋變量ln Q的系數為0.029，說明產出每增減1%，會導致雇傭量增減0.029%，可見，雇傭量調節是有的，但力度不大。表5第三列則顯示，在2002年之后的模型中ln Q的系數為0.186，說明產出每增減1%，會導致雇傭量增減0.186%，調節力度較之于之前有了很大的提高。

類似地，以2004年為分割點，我們仍可以找到雇傭量調節的強化趨勢。表5第四、五列顯示在2004年之前的模型中ln Q的系數為0.055，在2004年之后的模型中則變為0.163，雇傭量調節的力度擴大了十個百分點以上。

由此可見，不管是以2002年為分割點，還是以2004年為分割點，前述的雇傭量調節強化趨勢仍然是成立的。

（二）工資調節變化趨勢的穩健性分析

對應于新的分割點，模型（7）的回歸結果如表6所示。

先看以2002年為分割點的模型，從表6第二列可以看出在2002年之前的模型中，ln wt-1的系數顯著為正，為0.781，說明當上一期工資變化一個百分點時，當期工資會同向變化0.781個百分點，顯示出巨大的運動慣性。核心解釋變量ln Q的系數為0.440，說明產出每增減1%，會導致工資增減0.440%，可見工資調節力度較大。第三列則顯示在2002年之后的模型中ln Q的系數降為0.316，工資調節力度下降了0.124。

類似地，若以2004年為分割點也能看到工資調節力度弱化的趨勢。第四列顯示在2004年之前的模型中ln Q的系數為0.505，第五列則顯示，在2004年之后的模型中該系數變為0.367，減少了0.138。

可見，不管以哪一年為分割點，工資調節弱化的趨勢都是成立的。

七 結論性評語

一直以來，國有企業的效率問題飽受詬病。一個典型表現就是它不能對產出波動做出合理反應：當產出下降時，為保住大家飯碗，在行政機制的干預下，寧可大幅下調工資也不會裁員，用價格調節來代替數量調節;當難以為繼時，又轉向另一極端，用數量調節代替價格調節，搞運動式的下崗分流。單變量的調節模式造成了就業變量的脈沖式大幅波動，這不僅對勞動者造成了巨大傷害，也無益于資源配置效率。

一個有效率的資源配置機制應該是柔性的。為應對產出波動，價格和數量兩個變量應該同時參與到調節的過程中，這樣既能使市場迅速恢復均衡，又能避免對其中任何一個變量造成過大的沖擊。

今天這樣一種機制可能已經生成。之前國企用工機制之所以是單變量調節主要源于內部人政治約束條件，任何改革都要以其就業特權得到保障為前提。但這種情況在20世紀90年代末國企改革后可能已發生改變，隨著內部人規模的大幅壓縮，按市場原則來調配資源的空間大大拓寬。在“正式工+臨時工”的用人模式下國企可以將政治約束條件和邊際原則有機結合起來：正式工對應于內部人協議，就業機會率先得到保障;產出波動所帶來的勞動需求變化則通過臨時工數量的調節來體現，這對應于邊際原則。這種混合機制近乎市場機制，能在一定程度上兼顧效率目標。基于中國工業企業數據庫的實證分析證明了這一猜想，我們發現在2003年之前國企應對產出波動的主要工具確為工資調節，雇傭量調節則不明顯，但2003年之后，雇傭量調節開始強化，工資調節則大幅減緩。進一步的穩健性分析支持了這一結論。

上述結論具有重要的延伸內涵。從價格調節轉向價格與數量的雙調節，是國企資源配置機制變化的一個縮影，它找到了一條將社會目標與效率目標兼容起來的可行路徑。從這個角度講，那種批評國有企業缺乏效率的觀點是站不住腳的。

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