勞動收入份額的U型變動趨勢:基于最低工資視角的理論解釋與實證檢驗

龍瑩 周文亭

(安徽大學 經濟學院,安徽 合肥 230000)

一、引言

一直以來,學者們都遵循“卡爾多”事實,認為生產要素在國民收入中的比重是穩定不變的,而勞動作為國民經濟中重要的生產要素之一,其收入在初次分配中的份額也應該保持不變。但是自20世紀80年代以來,西方國家的統計數據顯示其勞動收入份額(即勞動者報酬在初次分配中的比重)不再是穩定不變的常數,各生產要素的比重也逐漸發生變化,隨后中國的勞動收入份額也開始變化,并且呈現持續下降的趨勢。這一現象與卡爾多事實嚴重不符。

中國勞動收入份額整體上呈現下降趨勢這一現象引起了國內外學者的廣泛關注。而關于最低工資制度能否真正改善勞動者收入狀況的問題,也已經引起學者們的廣泛討論與研究。黨的二十大報告指出,隨著中國特色社會主義進入新時代,在全面建成小康社會的基礎上,優化收入分配結構、提高勞動者報酬的比重是實現共同富裕的必要前提,因此對中國勞動收入份額的研究具有重要的現實意義。基于此,本文利用CES生產函數分析最低工資標準的上漲對工資率和勞動生產率的影響,進而討論其對勞動收入份額的影響機制。

二、文獻綜述

(一)對勞動收入份額變化趨勢的研究

現有研究文獻指出,導致勞動收入份額下降的原因大致可以分為以下三個方面:一是產業結構的變動。基于中國省際面板數據,白重恩(2009)認為產業結構升級導致勞動收入份額下降[1];關于中國三大產業勞動收入份額的情況,研究發現工業的勞動收入份額最低,農業的勞動收入份額最高,且第一產業和第三產業比重的提高會明顯促進整體勞動收入份額的提升,而第二產業比重的提高會對勞動收入份額的增加產生負向影響(陳勇,2020)[2]。二是有偏技術進步。聚焦工業部門,姚毓春(2014)研究發現技術進步導致勞動收入份額下降的同時還引致資本收入份額的上升[3];以中國第二產業為研究范疇,王林輝(2014)將勞動收入份額進一步分解為結構效應和產業效應,證實有偏技術進步通過影響這兩種效應來影響勞動收入份額,最終導致勞動收入份額的下降[4];李平(2017)進一步擴大研究范圍,證實有偏技術進步對中國勞動收入份額的增加具有顯著的抑制作用[5]。三是國際貿易。基于省際面板數據,吳國峰(2015)、趙秋運(2013)證實對外貿易的增加導致中國勞動收入份額下降[6, 7],并且,無論是進口還是出口貿易,均會抑制中國勞動收入份額的提高(戴小勇,2014)[8]。

以上文獻均是研究勞動收入份額下降的趨勢,除此以外,還有一些學者注意到開始緩慢回升的勞動收入份額,并探索導致其呈現U型變動趨勢的影響因素。劉長庚(2022)發現中國勞動收入份額整體上呈現先下降后上升的U型趨勢[9],在2007年達到最低點(劉亞琳,2022)[10]。而在此之前就有學者根據世界各國勞動收入份額的變動規律預測中國勞動收入份額也將呈現U型變化趨勢(李稻葵,2009)[11],其預測結果與劉長庚等學者的研究一致。但是這些學者的研究均是對中國勞動收入份額變動趨勢的基本事實進行論述,并沒有具體探究其影響因素。基于中國勞動收入份額U型變動趨勢的基本事實,藍嘉俊(2019)立足中國勞動力市場分割和劉易斯轉折點的到來,從就業所有制結構變化的角度解釋中國勞動收入份額先下降后上升的U型變動趨勢[12]。基于此,本文借鑒藍嘉俊(2019)的研究思路,基于最低工資視角解釋勞動收入份額的U型變動趨勢。

(二)最低工資與勞動收入份額的相關研究

勞動收入份額的下降會導致收入差距的持續擴大,兩極分化嚴重,不利于社會和諧與穩定,也是實現共同富裕道路上必須要解決的難題之一。為了增加勞動者報酬,政府出臺了例如《勞動法》《最低工資規定》等法律法規和政策,用以保護勞動者的合法權益。最低工資制度受到了經濟學家們的廣泛關注和討論,相關文獻也很多,但是從最低工資角度解釋勞動收入份額變動趨勢的文獻卻比較少,一些國外文獻關于最低工資對勞動收入份額的影響研究大多持有積極觀點,而現有的國內文章研究最低工資制度對中國勞動收入份額的影響大多持有負面觀點。

勞動收入份額主要由工資率和勞動生產率決定,因此,最低工資標準的不斷上漲通過影響勞動力的工資水平以及市場和企業的勞動生產率影響勞動收入份額。對勞動力工資水平的影響即最低工資的工資率效應,也即最低工資標準對勞動者工資的增收作用,這種增收作用已經成為學術界的共識;勞動生產效應是指最低工資的上漲增加了勞動力成本,市場和企業為了實現利益最大化,減少雇傭勞動力的數量,增加其他更低成本的生產要素的投入,對勞動收入份額產生抑制作用。國外的研究大多認為最低工資促進勞動收入份額的上升。例如,McKenzie(2018)發現,自從20世紀頒布最低工資政策之后,澳大利亞的勞動收入份額有了顯著的上升[13]。并且,Bosch(2010)利用微觀數據研究發現,最低工資實際價值的急劇下降導致了勞動收入不平等的上升[14]。而現有的幾篇國內相關文獻都是從最低工資角度解釋勞動收入份額下降的趨勢。例如,馬雙(2012)等的研究驗證了最低工資的工資率效應,認為最低工資制度的實施在一定程度上提高了勞動者的工資水平[15],使得資本和勞動要素在部門間再分配(趙秋運2013)[7],但勞動力成本的增加使就業人數出現一定程度的下降,從而導致勞動收入份額的減少(杜鵬程,2022)[16],總而言之,最低工資通過生產率效應降低勞動收入份額(何歡浪2019)[17]。除此之外,最低工資對勞動收入份額的影響機制又可以詳細分解為補償效應、替代效應、淘汰效應和溢出效應,這些效應相互作用,最終降低勞動收入份額(翁杰,2015)[18]。基于中國2600多個區縣最低工資標準和工業企業數據庫,萬江濤(2020)從更加微觀的層面證實最低工資顯著降低了中國企業的勞動收入份額,最低工資每上漲 10%,勞動收入份額將顯著下降 1.43個百分點[19]。

已有相關文獻都是研究最低工資對勞動收入份額的負向作用,但卻沒有解釋勞動收入份額先下降后上升的趨勢與最低工資制度之間的關系。中國勞動收入份額自2007年以后開始緩慢上升,整體呈現先下降后上升的U型趨勢;只是關于最低工資與呈現U型變動趨勢的勞動收入份額之間的關系,以及最低工資對勞動收入份額是否具有正向影響等相關問題,目前還鮮有學者進行研究。基于此,本文提出假設:

H1:自2007年以后,最低工資對勞動收入份額有顯著的正向影響。

本文的研究貢獻主要為兩點:一是從最低工資制度角度解釋2007年之后中國開始緩慢回升的勞動收入份額,證實最低工資制度的實施對其具有正向作用;二是立足最低工資制度的實施,解釋其對呈現U型變動趨勢的勞動收入份額的影響機制,證實其存在一個臨界值,當最低工資≤臨界值時,勞動收入份額隨著最低工資的上漲出現下降趨勢,當最低工資>臨界值時,勞動收入份額隨著最低工資的上漲而增加。

三、理論分析

為了研究最低工資對勞動收入份額的影響機制,本文假設市場是完全競爭的,構建了勞動和資本兩要素生產函數,探究最低工資對勞動收入份額的工資率效應和勞動生產率效應。

根據勞動收入份額的定義可得:

(1)

式(1)中的W是勞動者報酬,Y為國內生產總值,w為工資率,l為勞動力數量,y為勞動生產率。工資率與勞動生產率的比值即勞動收入份額,因此,我們將最低工資對其的影響進一步分解為工資率效應和勞動生產率效應:(1)工資率效應。最低工資制度通過強制規定提高工人的最低工資標準,提高低于最低工資標準的低收入人群的工資水平,從而提高勞動者報酬;(2)勞動生產率效應。最低工資標準的上漲導致勞動力成本的增加,較高的勞動力成本導致生產要素之間的再分配,為了實現利益的最大化,市場和企業作出相應調整,選用更低成本的生產要素替代勞動,勞動生產率有所提高,從而抑制勞動收入份額的增加。顯然,工資率效應和勞動生產率效應對勞動收入份額的作用方向相反,若兩種效應的增加幅度相同,則勞動收入份額不發生變動,若增加幅度不同,則會導致勞動收入份額增加或減少。

本文假設在完全競爭市場上,生產部門僅包括資本(K)和勞動(L)兩要素,生產函數為CES且規模報酬不變。設生產函數為:

(2)

(3)

假設社會的生產目標是利潤最大化,則:

Maxπ=y-rk-w

(4)

其中r是資本租金,是資本投入要素的實際價格;w為工資率,是勞動要素的實際價格。對式(4)求偏導,再聯立式(3)可得:

(5)

然后將式(5)代入式(4)得:

(6)

由式(5)和式(6)可得:

(7)

結合式(7)和式(3),可得:

(8)

對式(8)中的w求偏導得:

(9)

由(1)式可知,勞動收入份額等于工資率比上勞動生產率,工資率和勞動生產率任意一方發生變動都會對勞動收入份額產生影響。工資率保持不變,勞動生產率的變動會反向影響勞動收入份額的大小;勞動生產率保持不變時,工資率的變動同向影響勞動收入份額。基于以上分析,可以得出:最低工資的上漲可以提高工人的工資率,同時還會提高勞動生產率,而工資率和勞動生產率的提高對勞動收入份額產生的作用相反。那么最低工資究竟對勞動收入份額產生怎樣的影響呢?基于此,本文提出假設:

H2:最低工資存在一個臨界值,當最低工資≤臨界值時,最低工資對勞動收入份額產生負面影響;當最低工資>臨界值時,最低工資對勞動收入份額產生正面影響。

四、實證檢驗

(一)變量和數據來源

1.勞動收入份額

本文采用兩種方法計算勞動收入份額:(1)收入法勞動收入份額:即國民收入中的勞動者報酬除以國內生產總值。(2)要素法勞動收入份額:勞動者報酬除以不包含生產稅凈額的國內生產總值。本文采用GDP法勞動收入份額作為基準進行分析,要素法勞動收入份額作為穩健性檢驗。圖1顯示出我國勞動收入份額整體呈現U型趨勢,在2007年以后開始緩慢回升。

圖1 中國勞動收入份額變化趨勢

2.最低工資和其他控制變量

本文包括1995～2020年中國31個省份的數據,由于各省的最低工資沒有統一的來源,所有的最低工資數據都是從各省的政府官網、當地公報等手動收集。由于最低工資制度是在1995年開始制定實施的,部分省份缺失1995年的相關數據,本文根據各省最低工資變動趨勢和缺失省份最低工資數據,填補其缺失值,且這部分缺失值并不影響整體的實證分析結果。

其他控制變量包括平均受教育年限、人均GDP、城鎮化率、對外開放程度、外商直接投資和財政支出比重。其中平均受教育年限=(文盲人數*1+小學學歷人數*6+初中學歷人數*9+高中和中專學歷人數*12+大專及本科以上學歷人數*16)/16歲以上人口總數,用來衡量中國的人力資本。人均GDP為國內生產總值比上我國總人數,衡量我國經濟發展水平。城鎮化率,衡量我國的城鎮化水平,城鎮化水平也是影響勞動收入份額的又一重要因素。對外開放程度,用進出口總額占GDP的比重衡量我國的全球化和對外貿易水平,現有文獻大都認為對外貿易會降低我國的勞動收入份額。外商直接投資水平用FDI占GDP的比重衡量,外商的進入會降低我國的勞動收入份額(安孟2021)[20]。財政支出比重,趙秋運等(2017)用財政支出與GDP的比重來衡量政府干預程度,認為政府干預程度越強,對勞動收入份額的負向作用越大[21]。

(二)數據來源和描述性統計

本文核心解釋變量數據來自各省政府官網和公告等,其他控制變量和被解釋變量均來自《中國統計年鑒》和《中國國內生產總值核算歷史資料:1952-2004》。考慮到數據的可得性,本文樣本不包含中國港澳臺地區,且只分析1995～2020年數據。最終整理出中國1995～2020年的省際面板數據。表1是本文各變量的描述性統計,由表1可知,收入法勞動收入份額的均值為0.490,標準差為0.070;要素法勞動收入份額明顯高于收入法勞動收入份額。

表1 各變量描述性統計

(三)模型構建

1.模型選擇性檢驗

選擇個體固定效應還是隨機效應模型,本文利用Hausman檢驗,結果顯示P值為0.0000,明顯小于0.01,拒絕原假設,因此選擇個體固定效應回歸模型更適合。

2.基準回歸模型構建

本文的基準回歸模型為:

shgdpct=β0+β1lnminwagect

+θXct+δc+μct

(10)

被解釋變量為勞動收入份額,用shgdp表示;核心解釋變量為取自然對數的最低工資,用lnminwage表示;X為控制變量,包括平均受教育年限、人均GDP、對外貿易程度、財政支出比重、城鎮化率、外商直接投資比重;μ為隨機擾動項;下標c、t分別表示省份和年份;δ表示個體固定效應。基準回歸使用的是2008～2020年中國各省市的面板數據,用來檢驗本文的假設H1,其基準回歸結果見表2。

表2 基準回歸結果

如表2所示,第一列沒有加入其他控制變量,是在控制個體固定效應的基礎上得到的關于最低工資與勞動收入份額的回歸結果,在之后的六列中依次加入了人均受教育年限、人均GDP、城鎮化率、對外貿易程度、外商直接投資、政府財政支出比重控制變量。回歸結果顯示,最低工資的系數顯著為正。由前文的分析可知,最低工資對勞動收入份額的影響可以分解為工資率效應和勞動生產率效應,工資率效應即提高勞動者工資水平,會正向影響勞動收入份額。而勞動生產率則相反,其效應的增加導致勞動力成本的上升,迫使市場和企業作出相應調整,不利于勞動收入份額的提高。以往的研究均認為最低工資對勞動收入份額的作用是負面的,而本文表2回歸結果顯示,2007年之后,最低工資標準的上漲促進了勞動收入份額的提高,同時也說明,自2007年之后,最低工資標準的不斷增加對勞動收入份額產生的正面影響不斷擴大,使其負面作用逐漸小于正面作用,即工資率效應大于勞動生產率效應。這驗證了本文的基本假設H1,即自2007年以后,最低工資的上漲對勞動收入份額的提高有顯著的正面影響。

(四)最低工資對勞動收入份額先下降后上升的解釋

根據本文的假設H2,隨著最低工資標準的不斷提高,勞動收入份額呈現先下降后上升的U型變化趨勢,所以在基準回歸模型的基礎上加入最低工資對數的二次項,通過構建1995～2020年面板數據估計最低工資的極值點,回歸模型如下:

shct=β0+β1lnminwagect+β2lnminwagect2+θXct+δc+μct

(11)

式(11)中lnminwage2為lnminwage*lnminwage,且數據為1995～2020年的中國省級面板數據,其回歸結果如表3所示。

表3 二次項回歸結果

表3第一列沒有加入二次項,最低工資的系數在1%的水平上顯著為負,說明1995～2020年間,最低工資對勞動收入份額具有顯著的抑制作用,結合表2的回歸結果可得,雖然在2007年之后,最低工資對勞動收入份額具有顯著的促進作用,但是勞動收入份額整體上還是下降的。這與本文圖1中的測算結果相符,中國勞動收入份額先下降后上升,但回升的幅度明顯小于下降的程度。

表3第二列的回歸結果顯示,lnminwage2的系數在1%的水平上顯著為正,說明中國的勞動收入份額與最低工資之間是正U型關系,符合本文的基本假設H2,即隨著最低工資標準的持續上漲,勞動收入份額呈現先下降后上升的U型變化趨勢。由前文分析可知,最低工資標準的上漲通過工資率和勞動生產率影響勞動收入份額,工資率的上升增加了被最低工資標準覆蓋的低收入群體的工資水平,提高勞動收入份額;但同時最低工資標準的上漲也會增加勞動力的成本,導致雇傭勞動力數量的減少,降低勞動收入份額。由此可知,最低工資標準的上漲一方面會增加勞動收入份額,另一方面又會減少勞動收入份額,最終最低工資是增加還是降低勞動收入份額,取決于其工資率效應和勞動生產率效應的相對大小。而本文回歸結果顯示最低工資與勞動收入份額之間是正U型關系,且在2007年之后,最低工資對勞動收入份額具有顯著的正面影響,因此,在1995～2007年勞動收入份額下降期間,工資率效應小于勞動生產率效應,即最低工資對勞動收入份額的正向影響程度小于負向影響程度;在2007～2020年勞動收入份額上升期間,工資率效應大于勞動生產率效應,其正向影響程度大于負向影響程度。因此,最低工資存在一個臨界值,最低工資≤臨界值時,工資率效應小于勞動生產率效應,勞動收入份額下降;最低工資>臨界值時,工資率效應大于勞動生產率效應,隨著最低工資標準的上漲,勞動收入份額提高。

由圖1可知,1995～2020年中國的勞動收入份額呈現U型變動趨勢,并且在2007年以后開始緩慢回升。最低工資的臨界值也即勞動收入份額與最低工資U型關系的極值點,由統計軟件計算可得其極值點為6.73,其對應的年份大致為2007和2008年,與本文的測算數據相符。最低工資制度的實施在2007年以前對勞動收入份額整體上存在負向影響,導致勞動收入份額的下降;在2007年以后,最低工資制度的實施促進勞動收入份額的增加,使其緩慢回升。本文的研究證實了最低工資制度的有效性,表明最低工資政策是有利于我國勞動者權益的,對中國勞動收入份額的提高也產生積極作用。

(五)穩健性檢驗

為了檢驗最低工資標準與勞動收入份額之間U型關系的穩健性,本文從異質性問題和勞動收入份額不同度量方法兩個方面研究不同情形下對估計結果的影響。

1.異質性問題

本文的樣本包含中國31個省、自治區和直轄市,將31個樣本按照東部、中部和西部分三個地區劃分成三個樣本進行異質性檢驗。其異質性回歸結果見表4,由回歸結果可得,東部地區、中部地區和西部地區lnminwage2的系數均在1%的置信水平上顯著為正,其中中部地區lnminwage2的系數最大,說明中部地區最低工資與勞動收入份額之間的U型關系最顯著,即中部地區最低工資標準的上漲對勞動收入份額的U影響大于東西部地區;東部地區lnminwage2的系數最小。其中東部地區的極值點為5.95,中部地區的極值點為6.40,西部地區的極值點為6.34,其對應的年份也大致為2007年,說明無論是東部、中部還是西部地區,其勞動收入份額均隨著最低工資標準的上漲呈現U型變動趨勢,2007年以后開始回升;并且東部地區的極值點最小,說明其最先達到最低點,其勞動收入份額也最先開始緩慢回升;而中部和西部地區的極值點大致一樣。

表4 穩健性檢驗

2.勞動收入份額的不同度量

為了檢驗結果的穩健性,選用要素法勞動收入份額代替被解釋變量,且沒有加入最低工資對數的二次項,回歸結果為表4中的(1)列;(2)列是在(1)列的基礎上加入最低工資對數的二次項,檢驗最低工資與勞動收入份額的U型關系的穩健性;(3)列是對收入法核算的勞動收入份額進行logistics轉換,即shgdp轉換成shgdp/(1-shgdp),然后取自然對數;(4)列是對要素法核算的勞動收入份額進行logistics轉換,即shysf轉換為shysf/(1-shysf),然后取自然對數。由表4的回歸結果可得,本文的回歸結果是穩健的,lnminwage2的系數在1%的水平上顯著。

五、結論與建議

本文基于CES生產函數分析最低工資標準的上漲對工資率和勞動生產率的影響,進而討論其對勞動收入份額的影響機制,由理論分析可知,最低工資的上漲對工資率和勞動生產率均有促進作用,最低工資標準的上漲保障低收入者的工資水平,增加勞動者報酬;但同時又會導致勞動成本的上升,減少勞動力雇傭數量,降低勞動者報酬。本文進一步利用1995～2020年中國省級面板數據進行實證檢驗,得到以下結論:

(1)自2007年以后,最低工資對勞動收入份額具有顯著的正面影響,即勞動收入份額自2007年之后呈現明顯的上升趨勢。

(2)隨著最低工資的上漲,勞動收入份額呈現先下降后上升的U型趨勢。最低工資取對數之后的臨界值為6.73,當最低工資≤臨界值時,工資率效應弱于勞動生產率效應,勞動收入份額下降;當最低工資>臨界值時,工資率效應強于勞動生產率效應,勞動收入份額上升。

基于本文的結論,提出以下政策建議:

(1)中西部地區應重視最低工資政策,加快更新最低工資標準的頻率。雖然我國最低工資標準在不斷提高,但是與發達國家相比,仍處于一個較低的水平,尤其是中西部地區的最低工資標準更新時間緩慢,且最低工資標準相比于東部地區相對較低。Stewart(2012)認為英國最低工資標準制定過低是導致其收入分配效果低于美國的重要原因之一[22]。因此,為了充分發揮最低工資標準的收入分配效應,中西部地區政府應提高對最低工資政策的重視程度,不斷更新提高最低工資標準。

(2)針對低學歷的就業人群,政府應出臺相關政策,培養其工作技能,提高低學歷人群的就業能力。政府加大對教育投資的同時,也要重視低學歷人群的就業情況,最低工資上漲導致勞動生產率的提高,資本、技術等生產要素替代勞動力,被資本和技術替代的往往是低學歷勞動力,政府應重視該群體專業技能的培訓,出臺相關就業政策。

(3)規范企業行為、完善勞動力市場。最低工資制度的制定和實施提高了勞動力的議價能力,但勞動力仍處于劣勢地位,政府需要健全相關制度和措施,一方面用以規范企業行為,使企業遵守相關制度和政策,維護勞動力的合法權益;另一方面使得勞動者能夠合法維權等。