范 慧 費(fèi)利群

(1.山東建筑大學(xué)法政學(xué)院，山東濟(jì)南250101;2.山東大學(xué)馬克思主義學(xué)院，山東濟(jì)南250010)

人力資本投資對(duì)中國勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響分析

范 慧1，2費(fèi)利群2

(1.山東建筑大學(xué)法政學(xué)院，山東濟(jì)南250101;2.山東大學(xué)馬克思主義學(xué)院，山東濟(jì)南250010)

本文使用1997－2010年29個(gè)省級(jí)單位數(shù)據(jù)，以全國、東、中、西部地區(qū)分別建立面板數(shù)據(jù)模型，并分別以人力資本量的投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，分析了人力資本投資對(duì)我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響。就全國來說，無論以人力資本量投入指標(biāo)還是產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響均為正;但與產(chǎn)出指標(biāo)相比，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例影響較大。以我國東部、中部和西部地區(qū)為分析單元，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例影響存在顯著差異。在東部，以投入指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例影響的正向作用明顯;在西部，以產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本產(chǎn)出對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例影響的正向作用明顯;在中部，以人力資本量的投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響都不顯著。因此，為提高勞動(dòng)報(bào)酬比例，政府應(yīng)采取針對(duì)性的政策。第一，政府率先應(yīng)啟動(dòng)勞動(dòng)報(bào)酬比例增加機(jī)制;第二，健全人力資本投資機(jī)制;第三，提高人力資本投資效益。

人力資本投資;投入指標(biāo);產(chǎn)出指標(biāo);勞動(dòng)報(bào)酬比例

勞動(dòng)報(bào)酬比例是指國民收入在初次分配中由勞動(dòng)取得的部分，即勞動(dòng)報(bào)酬GDP的比重。近年來，在我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，勞動(dòng)份額持續(xù)下降，造成了我國勞動(dòng)份額偏低的現(xiàn)狀。勞動(dòng)份額偏低，降低了中低收入群體的消費(fèi)能力，成為我國消費(fèi)需求不足、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變的主要障礙。過低的勞動(dòng)份額，也容易引起勞動(dòng)者的不滿，激化勞資矛盾，從而不利于社會(huì)的和諧穩(wěn)定。本文從人力資本投資的角度分析勞動(dòng)報(bào)酬比例，分別以人力資本量的投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)，以分別全國、東、中、西部地區(qū)分別建立面板數(shù)據(jù)模型，檢驗(yàn)人力資本投資對(duì)我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響，并提出有利于勞動(dòng)報(bào)酬比例提高的針對(duì)性政策。

1 文獻(xiàn)綜述及問題的提出

關(guān)于我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的下降，許多學(xué)者從不同的角度探究其原因。歸納起來代表性的有以下幾個(gè):第一，巨大的就業(yè)壓力。我國長期形成的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，存在大量的剩余勞動(dòng)力，使得勞動(dòng)力的供給呈現(xiàn)無限供給的狀態(tài)，也就是說勞動(dòng)力供給曲線成水平的狀態(tài)。由此帶來經(jīng)濟(jì)發(fā)展，勞動(dòng)者收入相對(duì)穩(wěn)定，而資本收益上升，勞動(dòng)報(bào)酬比例下降［1］。第二，技術(shù)進(jìn)步的偏導(dǎo)性。在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，我國多采用勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)，因此產(chǎn)生“機(jī)器排斥人”的現(xiàn)象，減少了對(duì)勞動(dòng)的需求，造成我國勞動(dòng)報(bào)酬比例下降［2］。第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。第二產(chǎn)業(yè)過快增長對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的負(fù)面作用，抵消了第三產(chǎn)業(yè)的積極作用，是勞動(dòng)報(bào)酬比例下降的主要原因［3］。第四，市場(chǎng)的不完全性。我國的勞動(dòng)力市場(chǎng)存在城鄉(xiāng)分割、地區(qū)分割和行業(yè)分割的局面，勞動(dòng)力流動(dòng)成本高，降低了勞動(dòng)者的供給彈性，使勞動(dòng)報(bào)酬比例下降［4］。第五，工會(huì)在保護(hù)勞動(dòng)者權(quán)益方面的缺位。在我國，工會(huì)覆蓋率與行業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬呈現(xiàn)出剪刀差悖論關(guān)系，工會(huì)并未對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬產(chǎn)生顯著影響，而行政壟斷力量在行業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬差距擴(kuò)大和工會(huì)組織行政化中起到了重要的作用［5］。第五，政府的發(fā)展策略。各級(jí)政府重資輕勞，在制定經(jīng)濟(jì)政策和制度創(chuàng)新時(shí)更多地向企業(yè)傾斜，而忽視了對(duì)勞動(dòng)者權(quán)益的保障［6］。第六，經(jīng)濟(jì)全球化。對(duì)外貿(mào)易提高了我國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，使勞動(dòng)報(bào)酬比例下降;外商直接投資的技術(shù)領(lǐng)先機(jī)制大于工資競爭機(jī)制，使其對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的擴(kuò)大效應(yīng)大于縮減效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)全球化是我國勞動(dòng)報(bào)酬比例下降的外部因素［7］。

對(duì)于人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響，一些學(xué)者也做了相關(guān)分析。一些學(xué)者認(rèn)為，加大人力資本投入可以增加勞動(dòng)報(bào)酬，提高勞動(dòng)報(bào)酬比例［8］。韓金華等也認(rèn)為，我國普通勞動(dòng)者尤其是農(nóng)民工的整體素質(zhì)并不高，勞動(dòng)力的人力資本含量偏低，勞動(dòng)者因自身素質(zhì)差、維權(quán)意識(shí)差、凝聚力差等降低了與企業(yè)談判和博弈的能力從而導(dǎo)致勞動(dòng)報(bào)酬比例下降［9］。以上分析只是從理論上闡釋，并沒有經(jīng)驗(yàn)的驗(yàn)證。周揚(yáng)波利用1997－2008年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，分析了影響我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的因素。他認(rèn)為，教育水平對(duì)勞動(dòng)分配比例的影響并不顯著，在低水平組，教育對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為負(fù)［10］。張全紅也得出了類似的結(jié)論，認(rèn)為勞動(dòng)者教育水平對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為負(fù)。理論分析與經(jīng)驗(yàn)分析得出了相悖的結(jié)論［11］。

但是，我們注意到，經(jīng)驗(yàn)分析的指標(biāo)有些片面?，F(xiàn)有關(guān)于人力資本的實(shí)證研究中，有兩種代理變量。一種是采用科研、教育支出等人力資本的成本投入作為代理變量［12－14］。另一種用受教育年限、入學(xué)率等資本量的產(chǎn)出指標(biāo)作為代理變量［15－16］。周楊波用勞動(dòng)者的平均受教育年數(shù)表示勞動(dòng)者的受教育水平［10］105;張全紅采用6歲以上人口的平均受教育年限表示人力資本水平［11］89。二者均采用了產(chǎn)出指標(biāo)作為代理變量，缺乏對(duì)以成本投入作為代理變量的研究，因此不能全面的反應(yīng)人力資本投資對(duì)我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響。基于此，本文分別以人力資本量的投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，利用1997－2010年我國29個(gè)省級(jí)單位面板數(shù)據(jù)，比較分析計(jì)量結(jié)果，全面研究人力資本投資對(duì)我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響。

2 模型設(shè)置、指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)來源

姜磊根據(jù)劉易斯的二元經(jīng)濟(jì)模型，建立了一個(gè)封閉條件下勞動(dòng)報(bào)酬比例影響因素的分析框架［7］28。圖1描述了農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與二元經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程。隨著資本存量的增加和農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，勞動(dòng)報(bào)酬比例可以表述為:

圖1 二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下勞動(dòng)報(bào)酬比例決定因素Fig.1 Decisive factors of labor share in dual economic structure

圖1 描述了農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與二元經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程。從圖1可以看出，勞動(dòng)報(bào)酬比例取決于勞動(dòng)力需求曲線和供給曲線的位置和形狀。勞動(dòng)力需求曲線由勞動(dòng)的邊際生產(chǎn)曲線代表。在假定產(chǎn)品價(jià)格不變的前提下，勞動(dòng)的邊際生產(chǎn)曲線主要由勞均資本存量、人力資本投資水平和全要素生產(chǎn)率決定。勞動(dòng)邊際生產(chǎn)曲線的提高將使勞動(dòng)需求曲線與y軸的交點(diǎn)上移，見圖1中的D1'、D2'和D3'，勞動(dòng)需求曲線相應(yīng)地變?yōu)樘摼€D1'F、D2'G和D3'H，這有助于資本分配比例的提高，勞動(dòng)報(bào)酬比例則會(huì)下降。現(xiàn)實(shí)中的二元經(jīng)濟(jì)工資水平不是不變的，勞動(dòng)供給曲線也不是水平的，而是一條具有正斜率的直線或曲線，見圖1中的虛線WS'，其形狀和位置取決于現(xiàn)代部門的就業(yè)壓力和工會(huì)的討價(jià)還價(jià)能力，就業(yè)壓力的減小和工會(huì)的討價(jià)還價(jià)能力的提高將會(huì)使勞動(dòng)供給曲線的斜率變大，這有助于勞動(dòng)報(bào)酬比例的提高。在農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力被吸收完之后，所有部門的就業(yè)都由統(tǒng)一的工資水平?jīng)Q定，經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入了新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的世界?，F(xiàn)代部門的勞動(dòng)供給曲線斜率變得更大，要素分配比例更有利于勞動(dòng)者，勞動(dòng)報(bào)酬比例得到提高。根據(jù)上述分析，二元經(jīng)濟(jì)中的勞動(dòng)報(bào)酬比例取決于勞均資本存量、人力資本投資水平、全要素生產(chǎn)率、就業(yè)壓力和工會(huì)的議價(jià)能力。

以上的分析基于完全市場(chǎng)的假設(shè)，在現(xiàn)實(shí)中，完全競爭的市場(chǎng)并不存在，市場(chǎng)多少都存在壟斷因素，壟斷會(huì)扭曲要素市場(chǎng)，使要素價(jià)格發(fā)生變化，要素份額也會(huì)相應(yīng)發(fā)生變化。實(shí)證的研究也表明我國工業(yè)部門壟斷程度的增加，提高了資本份額，降低了勞動(dòng)報(bào)酬比例。勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割，會(huì)增加勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的成本，降低勞動(dòng)者的議價(jià)能力，從而會(huì)降低勞動(dòng)報(bào)酬比例。因此市場(chǎng)的競爭程度也是決定勞動(dòng)報(bào)酬比例的決定因素之一。

我國建立的是具有中國特色的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的程度比西方發(fā)達(dá)資本主義國家更深;加上我國長期計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的慣性，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響力很大。1992年我國支出占GDP的比例為13.9%，到2010年達(dá)到22.1%，這說明我國政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的程度在加深。按照我國收入法GDP的核算，政府的稅收增加會(huì)直接影響到勞動(dòng)報(bào)酬比例，使勞動(dòng)報(bào)酬比例降低。另外政府的發(fā)展策略也會(huì)影響到勞動(dòng)報(bào)酬比例，有學(xué)者認(rèn)為“勞動(dòng)報(bào)酬比例下降主要緣于政府在制定經(jīng)濟(jì)政策和制度創(chuàng)新時(shí)更多地向企業(yè)傾斜，而忽視了對(duì)勞動(dòng)者權(quán)益的保障”［6］28。因此政府干預(yù)也是我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的決定因素之一。

封閉條件的假設(shè)與市場(chǎng)完全競爭的假設(shè)一樣，并不現(xiàn)實(shí)。我國自改革開放之后開始卷入全球化進(jìn)程，特別是2001年加入WTO后，經(jīng)濟(jì)全球化對(duì)我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了深刻的影響，也影響著決定勞動(dòng)報(bào)酬比例的各個(gè)因素，使勞動(dòng)報(bào)酬比例的位置發(fā)生變化，甚至偏離封閉條件下勞動(dòng)報(bào)酬比例變化的軌道。因此經(jīng)濟(jì)全球化下，我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的決定因素包括:勞均資本存量、人力資本投資水平、全要素生產(chǎn)率、就業(yè)壓力、工會(huì)的議價(jià)能力、二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)競爭程度、政府干預(yù)和經(jīng)濟(jì)全球化。基于以上分析，為了研究人力資本投資對(duì)我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響，我們構(gòu)建一個(gè)計(jì)量模型:

式中:i代表截面單位(各省)，t代表不同的時(shí)期(t=1，2，...，T)。a 為面板數(shù)據(jù)中的截距項(xiàng)，b1、b2、b3、b4、b5、b6、b7、b8為待估計(jì)參數(shù)向量，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。LS(Labor Share)表示勞動(dòng)報(bào)酬比例，為模型的被解釋變量;HC表示人力資本投資，為模型的解釋變量。UNP(Unemployment)表示就業(yè)壓力，UNI(Union)表示工會(huì)的議價(jià)能力，LCAP(Labor Capital)表示人均資本存量，MAR(Market)表示市場(chǎng)化程度，DUA(Dual)表示二元經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，GOVE(GovernmentExpenditure)表示政府支出為，GLO(Globalization)表示全球化程度，為模型的其他解釋變量。

勞動(dòng)報(bào)酬比例(LS)是指勞動(dòng)報(bào)酬占GDP的比例。按照中國統(tǒng)計(jì)年鑒的解釋，收入法核算的GDP分為勞動(dòng)者報(bào)酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊和營業(yè)盈余四部分。勞動(dòng)報(bào)酬比例用勞動(dòng)報(bào)酬除以勞動(dòng)者報(bào)酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊和營業(yè)盈余之和計(jì)算得出。

HC分別用人力資本量的投入指標(biāo)(HCI)和人力資本量的產(chǎn)出指標(biāo)(HCO)兩個(gè)代理變量表示。HCI用教育科研投入占當(dāng)?shù)氐腉DP的比重來表示。1997－2004年教育科研投入包括科技三項(xiàng)費(fèi)用、教育事業(yè)費(fèi)，科學(xué)事業(yè)費(fèi)。2005－2010年統(tǒng)計(jì)口徑做了調(diào)整，教育科研投入包括教育和科學(xué)技術(shù)兩項(xiàng)支出。由于人力資本私人投資數(shù)據(jù)的限制，本文只計(jì)算了財(cái)政支出中人力資本的投入。HCO用勞動(dòng)者的平均受教育年限來表示。平均受教育年數(shù)的計(jì)算式為 EDU=6d1+9d2+12d3+16d4，其中 d1、d2、d3、d4表示在勞動(dòng)者的文化程度是小學(xué)、初中、高中及大專以上人口所占的比重。

UNP用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來表示;UNP(就業(yè)人口加入工會(huì)的比率來表示;LCAP用資本存量除以從業(yè)人數(shù)計(jì)算得出，1993－2000年的資本存量數(shù)據(jù)來源于張軍、吳桂英、張吉鵬，該數(shù)據(jù)基年為1952年，其計(jì)算方法為永續(xù)盤存法，2001－2010年的數(shù)據(jù)同樣根據(jù)永續(xù)盤存法推算得到;MAR用非公有單位占就業(yè)人口的比例表示［17］;DUA用第二和第三產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)的比重表示;GOV用一般預(yù)算支出和預(yù)算外支出之和計(jì)算得出，鑒于支出與各省的生產(chǎn)總值存在一定程度的正向關(guān)系，故用地區(qū)生產(chǎn)總值/國內(nèi)生產(chǎn)總值為權(quán)重，把中央政府的支出分到各省，預(yù)算外收入也采用這一方法;GLO用各地區(qū)按境內(nèi)目的地和貨源地分商品進(jìn)出口額占GDP的比重來度量，由于統(tǒng)計(jì)年鑒中進(jìn)出口數(shù)值是以美元表示的，因此本文按照每年美元兌換人民幣匯率的平均值將各年進(jìn)出口數(shù)值換算成人民幣。

基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于1994－2011年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》，《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料:1952－2004》。我們共收集了中國1993－2010年間29個(gè)省級(jí)單位的數(shù)據(jù)，由于西藏存在部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，在研究未使用西藏的數(shù)據(jù);同時(shí)為保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性和連貫性，把重慶市的數(shù)據(jù)放到四川省一并計(jì)算。

3 計(jì)量結(jié)果及解釋

3.1 不同估計(jì)方法、不同代理變量對(duì)計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果

我們先使用HCI作為人力資本的代理變量估計(jì)計(jì)量模型。對(duì)于計(jì)量模型，主要有三種方法來估計(jì)。首先，采用面板數(shù)據(jù)的混合效應(yīng)模型來估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表1的第2列。表明人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，但不具有顯著性。其次，采用面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型和個(gè)體固定效應(yīng)分別估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表1的第3列和第4列。當(dāng)使用隨機(jī)效應(yīng)模型時(shí)，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，并在20%水平上具有顯著性。當(dāng)使用個(gè)體固定效應(yīng)模型時(shí)，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響也為正，并在5%水平上具有顯著性。三種估計(jì)結(jié)果在人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響作用方向上是一致的，即人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正。但系數(shù)和顯著性水平并不一致，因此需要比較哪種估計(jì)方法更適合。

與混合估計(jì)模型相比，個(gè)體固定效應(yīng)模型是一個(gè)無約束模型，修正的R2和D－W值都較高，通常采用受約束F檢驗(yàn)和X2檢驗(yàn)。

原假設(shè)H0:個(gè)體的模型截距項(xiàng)和系數(shù)項(xiàng)都相同(混合效應(yīng)模型)。

備擇假設(shè)H1:個(gè)體的模型截距項(xiàng)不同和系數(shù)項(xiàng)都相同(個(gè)體固定效應(yīng)模型)。

式中:R2ur和R2r分別為個(gè)體固定效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型估計(jì)的確定系數(shù)，x1和x2分別為混合效應(yīng)模型的自由度和個(gè)體固定效應(yīng)模型的自由度;LRur和LRr分別為個(gè)體固定效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果的對(duì)數(shù)極大似然函數(shù)值。由于，，所以拒絕原假設(shè)，個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)優(yōu)于混合效應(yīng)模型。隨機(jī)效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)相比，通過Hausman檢驗(yàn)可知:X2=18.69也拒絕了原假設(shè)。因此個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)最為有效。鑒于此，以下的分析主要采用個(gè)體固定效用模型來估計(jì)。

根據(jù)個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，并在5%水平上具有顯著性。其結(jié)論與大部分的理論分析一致，即，人力資本的增加有利于提高勞動(dòng)報(bào)酬比例。而與其他經(jīng)驗(yàn)分析的估計(jì)結(jié)果相反，可能是因?yàn)楸疚倪x擇的投入法作為代理變量，而其他學(xué)者選擇產(chǎn)出法采用代理變量，選擇代理變量不同而得出不同的估計(jì)結(jié)果。因此有必要選擇類似指標(biāo)對(duì)模型1再估計(jì)。

我們選擇HCO作為人力資本投資的代理變量，重新對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)。鑒于個(gè)體固定效應(yīng)的估計(jì)最為有效，我們選擇個(gè)體固定效用模型估計(jì)。估計(jì)結(jié)果見表1的第5列。估計(jì)結(jié)果顯示，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，并在10%水平上具有顯著性。與使用投入指標(biāo)為代理變量的結(jié)果類似。人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，增加人力資本投資可以提高勞動(dòng)報(bào)酬比例。這可能是因?yàn)?，人力資本的增加提高了勞動(dòng)者的邊際產(chǎn)出，按照新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)，勞動(dòng)者報(bào)酬等于其邊際產(chǎn)出，邊際產(chǎn)出越多，勞動(dòng)報(bào)酬就越高。在既定的技術(shù)條件下，勞動(dòng)報(bào)酬比例就越高。并且人力資本投資的增加，可以提高勞動(dòng)者的總體文化素質(zhì)和維權(quán)意識(shí)，從而提高其議價(jià)的能力。但是其系數(shù)為0.004 1，遠(yuǎn)小于投入法的0.928 1。這可能是因?yàn)槟承┤肆Y本投資并不僅僅表現(xiàn)為勞動(dòng)者學(xué)歷層次的提高，更多的表現(xiàn)為職業(yè)技能的提高，使其學(xué)歷層次不變，職業(yè)技能提升，從而提高了勞動(dòng)者的邊際產(chǎn)出，也獲得了較高的勞動(dòng)報(bào)酬。也可能是因?yàn)椋瑒趧?dòng)者的受教育程度與勞動(dòng)者報(bào)酬并不存在線性關(guān)系。這一方面是因?yàn)槲覈囵B(yǎng)人才的機(jī)制某些方面不能適應(yīng)市場(chǎng)的需求，出現(xiàn)了大量高學(xué)歷人才卻無市場(chǎng)需求;有市場(chǎng)需求的高級(jí)技術(shù)工人卻缺乏供給的現(xiàn)狀。另一方面是因?yàn)槲覈鴦趧?dòng)報(bào)酬除受市場(chǎng)影響之外，行政權(quán)力對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬的影響較大。行政機(jī)關(guān)事業(yè)單位和大部分的國有企業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬主要受政府政策的影響，而不是在市場(chǎng)上決定的。

3.2 不同地區(qū)個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)

無論是投入法還是產(chǎn)出法，人力資本投資都與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度有很大的關(guān)系。以2010年為例，從人力資本投資排在前三位的分別是北京、上海、天津;平均受教育年限最高的三個(gè)省市分別是上海、北京和天津。因此我們假定人力資本投資對(duì)我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響會(huì)存在地區(qū)差異。因此，我們把29個(gè)省級(jí)單位分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，并分別建立面板數(shù)據(jù)對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)。鑒于個(gè)體固定效應(yīng)模型更為有效，我們采用個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)方法。東部地區(qū)包括北京、天津、上海三個(gè)直轄市海南、廣東、山東、福建、浙江、江蘇、遼寧、河北8個(gè)省;中部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西2個(gè)自治區(qū)湖南、湖北、河南、江西、安徽、黑龍江、吉林、山西8個(gè)省;西部地區(qū)包括寧夏、青海、新疆3個(gè)自治區(qū)和陜西、甘肅、四川、貴州、云南5個(gè)省。首先以HCO為代理變量對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表2的第2、4、6列。然后以同樣的方法以HCI為代理變量對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表2的第3、5、7列。

表2的估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了我們的假設(shè)，即人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響存在比較大的地區(qū)差異。東部地區(qū)以人力資本的投入指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響在1%水平上具有顯著性，其系數(shù)較大。這說明東部地區(qū)教育科研投入無論在絕對(duì)量還是相對(duì)量上都比較大，其對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例發(fā)揮了很大的正向作用;而以人力資本的產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響只在20%水平上具有顯著性，其系數(shù)只有0.004 0。其對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的正向作用并不明顯。中部地區(qū)，以人力資本量的投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響都不顯著，以投入指標(biāo)為代理變量，其系數(shù)為負(fù)。這說明在中部地區(qū)，人力資本投入的增加不僅不能提高勞動(dòng)報(bào)酬比例反而會(huì)降低勞動(dòng)報(bào)酬比例。這可能是因?yàn)?，中部地區(qū)人力資本投資效益較低，投資方向和投資管理都存在很大的問題。以產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，但不顯著。這可能是因?yàn)?，勞?dòng)報(bào)酬更多的受行政權(quán)力的影響。西部地區(qū)，以投入指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，并且在20%水平上具有顯著性。這是因?yàn)?，?shí)施西部大開發(fā)以來，西部教育教育科研投入很多是直接投入，如直接建立學(xué)校，或者直接支付給貧困人口等;同時(shí)這些省份的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和人口規(guī)模較小，相應(yīng)的科教投入比較容易看到成效，這就避免了資源的浪費(fèi)，提高了人力資本投資的效益。以產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，并在5%水平上具有顯著性。這可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)人力資源缺乏，存在很大的中、高層次人才的缺口，人力資本投資收益較高。

表2 不同地區(qū)、不同代理變量個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果Tab.2 Estimation results on individual fixed model using different regions and different indicator

表3 面板殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Panel residual unit root test results

3.3 數(shù)據(jù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)采用截面回歸方程殘差的單位根檢驗(yàn)。如果截面殘差單位根不存在，則殘存序列是平穩(wěn)的，參數(shù)的回歸估計(jì)結(jié)果是可靠的。截面回歸方程殘差的單位根檢驗(yàn)方程為:

式中:t為不同的個(gè)體觀測(cè)期;i為不同的橫截面;ρi為回歸系數(shù)，X為外生變量，包括固定效應(yīng)或面板各單位時(shí)間趨勢(shì);εit滿足獨(dú)立同分布假設(shè)。如果|ρi|＜ 1，則序列yit是弱平穩(wěn)的;如果|ρi|=1，則序列 yit包括單位根，是不平穩(wěn)序列，參數(shù)是偽回歸估計(jì)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)分為兩類:一是相同單位根過程下的檢驗(yàn)，其假定該參數(shù)對(duì)所有橫截面都是相同的，主要有LLC檢驗(yàn);二是不同單位根過程下的檢驗(yàn)，其假定參數(shù)ρi跨截面自由變化，主要有LM檢驗(yàn)、Fisher－ADF檢驗(yàn)和Fisher－PP檢驗(yàn)等。具體殘存單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3顯示:所有面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果全部在5%的顯著水平上都拒絕了殘差存在單位根的原假設(shè)，表明面板殘差是平穩(wěn)的，模型的設(shè)定是合適的，估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)論和政策建議

本文利用1997－2010年29個(gè)省級(jí)單位數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，本文分別以人力資本量的投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，分析了人力資本投資對(duì)我國勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響。又進(jìn)一步對(duì)東、中、西部地區(qū)分別建立面板數(shù)據(jù)模型，以分析人力資本投資對(duì)我國勞動(dòng)報(bào)酬比例影響的地區(qū)差異。并對(duì)數(shù)據(jù)的回歸殘差進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，證明了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性?？偨Y(jié)計(jì)量結(jié)果，得出如下結(jié)論:第一，就全國來說，無論以人力資本量的投入指標(biāo)還是以產(chǎn)出指標(biāo)作為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為正，增加人力資本投資可以提高勞動(dòng)報(bào)酬比例。第二，以人力資本量的投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)份額的影響存在著很大的差異。以投入指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響大于以產(chǎn)出指標(biāo)作為代理變量檢驗(yàn)的影響。第三，人力資本對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響存在較大的地區(qū)差異。在東部，以投資指標(biāo)為代理變量，人力資本投入對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的正向作用明顯;在西部，以產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本產(chǎn)出對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的正向作用明顯;在中部，以人力資本量的投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)為代理變量，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響都不顯著。并且，以投入指標(biāo)作為代理變量，人力資本對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬比例的影響為負(fù)。

本文的政策啟示是:第一，政府啟動(dòng)勞動(dòng)報(bào)酬比例增加機(jī)制。人力資本投資與勞動(dòng)報(bào)酬比例之間存在著正相關(guān)關(guān)系，人力資本投資增加可以提高勞動(dòng)報(bào)酬比例，勞動(dòng)報(bào)酬比例的增加可以引致更多的人力資本投資。目前我國勞動(dòng)報(bào)酬比例偏低，資本份額較高，企業(yè)在低勞動(dòng)力成本上運(yùn)行仍然可以獲得高額利潤，因此沒有自主創(chuàng)新的壓力，也沒有人力資本投資的動(dòng)力，形成了低勞動(dòng)報(bào)酬比例－低人力資本投資－更低勞動(dòng)報(bào)酬比例的循環(huán)。這既不利于我國轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，建設(shè)自主創(chuàng)新型國家，又無法體現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展以人為本的核心價(jià)值，還引起了一系列經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域里和社會(huì)領(lǐng)域的矛盾。僅僅依靠市場(chǎng)的作用，很難改變這種現(xiàn)狀，因此政府應(yīng)率先啟動(dòng)勞動(dòng)報(bào)酬比例增長。勞動(dòng)報(bào)酬比例增長機(jī)制一旦啟動(dòng)就會(huì)形成良性循環(huán)，凸現(xiàn)勞動(dòng)報(bào)酬比例與人力資本投資的正相關(guān)關(guān)系。政府一方面要深化政府結(jié)構(gòu)改革，避免政府收入對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬的擠壓;另一方面，也應(yīng)通過最低工資制度、勞動(dòng)制度等為勞動(dòng)者提供制度支持，提高勞動(dòng)者在勞資談判中的地位，提高勞動(dòng)報(bào)酬比例。第二，健全人力資本投資機(jī)制。教育和科技屬于半公共產(chǎn)品，具有很強(qiáng)的外溢效應(yīng)。政府在公共經(jīng)濟(jì)中居于主導(dǎo)地位，理應(yīng)成為提供公共產(chǎn)品的中心。目前，我國人力資本投資不足，尤其是在中西部地區(qū)。云南、貴州2010年教育科研支出總和只占GDP的3.71%和3.43%;河南為4.85%。因此，在財(cái)政支出中，尤其在中西部，應(yīng)當(dāng)增加教育科研支出的規(guī)模。但是政府是公共經(jīng)濟(jì)的中心，并不意味著政府是唯一的主體。文森特·奧斯特羅姆認(rèn)為:“半市場(chǎng)機(jī)制在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域里是可行的?！惫步?jīng)濟(jì)主體的多元化也是當(dāng)今發(fā)展的一種趨勢(shì)，因此我們應(yīng)形成以政府為主體的，企業(yè)和個(gè)人參與的多元的教育科研投資機(jī)制，彌補(bǔ)我國人力資本投資的不足。第三，提高人力資本投資效益。首先，應(yīng)深化教育科研體制改革。通過政府機(jī)構(gòu)改革，減少行政人員，減少行政管理費(fèi)用的支出;在投資方向上向中西部地區(qū)傾斜，向初等教育和中等職業(yè)教育傾斜，科研經(jīng)費(fèi)向非名校傾斜;在投資方式上，增加直接投資的規(guī)模和比例，減少不必要的中間環(huán)節(jié);對(duì)教育科研經(jīng)費(fèi)嚴(yán)格監(jiān)管，減少各種評(píng)比、達(dá)標(biāo)等等面子工程、政績工程的經(jīng)費(fèi)支出。其次，健全勞動(dòng)力市場(chǎng)體系。減少城鄉(xiāng)、行業(yè)和地區(qū)壁壘，盡量避免對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的扭曲，發(fā)揮勞動(dòng)力市場(chǎng)的調(diào)節(jié)作用，避免人才浪費(fèi)和同工不同酬等不合理現(xiàn)象，提高勞動(dòng)報(bào)酬，以進(jìn)一步吸引人力資本投資。

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The Influence Analysis of Human Capital Investment on Labor Share in China

FAN Hui1，2FEI Li-qun2
(1.School of Law and Politics，Shandong Jianzhu University，Jinan Shandong 250014，China;2.School of Marxism，Shandong University，Jinan Shandong 250010，China)

With the data from 1997 to 2010 in 29 provincial units，the panel data models were set up all over the country，in east，west and middle China respectively and using human capital input indicator and output indicator as reference index，the paper analyzed the influence of human capital investment on labor share.It showed that the influence was positive whether it was represented by input indicator or output indicator as for the whole country.But it was more relevant when it was represented by input indicator than output indicator.We also found that the influence were significantly different in different regions.In the east，the influence was greater when it was represented by input indicator.In the west，the influence was greater when it was represented by output indicator.And in the middle，whether it was represented by input indicator or output indicator，the influence was unrelated.Therefore，in order to improve the labor share，the government should start the proportion of remuneration increase mechanism，perfect human capital investment mechanism and improve human capital investment efficiency.

human capital investment;input indicator;output indicator;labor share

F047∶F244

A

1002－2104(2012)09－0121－08

10.3969/j.issn.1002－2104.2012.09.019

(編輯:田 紅)