阮素梅　　蔡　超　　許啟發(fā)

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 蚌埠 233041； 2.山東工商學(xué)院 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山東 煙臺 264005；3.合肥工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230009)

工資談判與教育回報(bào)
——基于動態(tài)Mincer方程的實(shí)證研究

阮素梅1蔡超2,3許啟發(fā)3

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 蚌埠 233041； 2.山東工商學(xué)院 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山東 煙臺 264005；3.合肥工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230009)

基于CHIP數(shù)據(jù)，結(jié)合均值回歸和分位數(shù)回歸分析方法，對工資決定機(jī)制建立動態(tài)Mincer方程，用以討論中國城鎮(zhèn)勞動力市場的工資談判和教育回報(bào)狀況，結(jié)果顯示：工作單位在工資談判中占有絕對優(yōu)勢，勞動者處于不利位置，尤其是國有單位勞動者在工資談判中的劣勢地位更加嚴(yán)重；城鎮(zhèn)居民的教育回報(bào)率隨經(jīng)驗(yàn)增長逐步趨于穩(wěn)定，并且教育回報(bào)率偏低；工資談判對教育回報(bào)存在顯著影響，勞動者的談判能力越強(qiáng)，其獲得的教育回報(bào)率也越高。性別歧視的兩個(gè)程式化事實(shí)，驗(yàn)證了動態(tài)Mincer方程在中國城鎮(zhèn)勞動力市場的適應(yīng)性。

動態(tài)Mincer方程；工資談判；教育回報(bào)率；性別歧視

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)回顧

人力資本回報(bào)率的高低對于理解勞動力市場上的工資決定機(jī)制以及人力資本投資行為等都有重要意義。在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與改革過程中，對人力資本回報(bào)率的考察更為重要，是衡量我國收入分配制度市場化程度的關(guān)鍵，也是度量我國經(jīng)濟(jì)市場化改革的一個(gè)重要參考。

教育投資是獲取人力資本積累的一個(gè)重要途徑，教育也是形成人力資本諸多因素中較為容易計(jì)量的一個(gè)，受到眾多學(xué)者的關(guān)注。Mincer(1974)提出了描述收入決定的Mincer方程(以下稱靜態(tài)Mincer方程)。此后，有關(guān)教育與收入關(guān)系研究文獻(xiàn)層出不窮。己有文獻(xiàn)按照使用估算方法可以分為兩類：第一類為使用均值回歸方法，如李實(shí)和丁賽(2003)、姚先國和張海峰(2004)等。第二類為使用分位數(shù)回歸方法，其中一些研究結(jié)果表明教育回報(bào)率隨分位點(diǎn)的提高而增加，如張車偉(2006)和王云多(2010)；而另一些研究結(jié)果表明教育回報(bào)率隨分位點(diǎn)的提高而下降，如羅楚亮(2007)和劉生龍(2008)。雖然基于不同的數(shù)據(jù)和采用不同的估算方法導(dǎo)致教育回報(bào)率的估算存在較大差異，但是有一點(diǎn)是可以肯定的，那就是教育回報(bào)率為正。然而，上述文獻(xiàn)對教育回報(bào)率的研究都是基于靜態(tài)Mincer方程。Andini(2007)指出，靜態(tài)Mincer方程是建立在名義工資等于邊際勞動生產(chǎn)力的貨幣價(jià)值這一完全競爭假設(shè)之上，而在實(shí)際生活中完全競爭假設(shè)的條件難以滿足，名義工資不僅依賴于邊際勞動生產(chǎn)力，而且依賴于工作單位希望支付的工資，即由勞動力供給與需求雙方共同決定。為此，Andini(2007)構(gòu)建動態(tài)Mincer方程，用以考察存在勞動力供求雙方談判時(shí)的工資決定問題。事實(shí)上，靜態(tài)Mincer方程是動態(tài)Mincer方程的特例，而后者是前者的推廣。

迄今，尚未見到將動態(tài)Mincer方程應(yīng)用于中國實(shí)踐的相關(guān)文獻(xiàn)。本文的創(chuàng)新可能體現(xiàn)在：第一，對中國城鎮(zhèn)勞動力市場的工資決定機(jī)制建立了動態(tài)Mincer方程，同時(shí)運(yùn)用均值回歸和分位數(shù)回歸兩種技術(shù)討論工資談判與教育回報(bào)率問題；第二，考慮到中國城鎮(zhèn)勞動力市場中不同所有制間人力資本和工資機(jī)制的差異，引入控制變量與解釋變量之間的交叉乘積項(xiàng)分別研究不同所有制在工資談判與教育回報(bào)上的差異；第三，利用中國城鎮(zhèn)勞動力市場關(guān)于性別歧視的兩個(gè)程式化事實(shí)，驗(yàn)證動態(tài)Mincer方程在中國的適應(yīng)性。

二、模型與方法

(一)靜態(tài)Mincer方程

Heckman等(2003)指出，靜態(tài)Mincer方程有兩個(gè)主要特征：

第一，靜態(tài)Mincer方程解釋了t時(shí)刻個(gè)人潛在收入如何由受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)來表示：

ln npet=α0+α1s+α2z+α3z2

(1)

其中，npet表示個(gè)人潛在收入，s表示受教育年限，z表示工作經(jīng)驗(yàn)。

第二，靜態(tài)Mincer方程的基本假設(shè)為：在t≥s時(shí)，個(gè)人潛在收入(即個(gè)人邊際勞動生產(chǎn)力)等于個(gè)人實(shí)際工資wt，即：

ln wt=ln npet

(2)

將式(2)代入式(1)，可得到靜態(tài)Mincer方程：

ln wt=α0+α1s+α2z+α3z2

(3)

對式(3)求導(dǎo)可得靜態(tài)Mincer方程的教育回報(bào)率為：

(4)

由于α1是常數(shù)，意味著教育回報(bào)率恒定，不隨其他因素的變化而變化。

(二)動態(tài)Mincer方程

靜態(tài)Mincer方程主要強(qiáng)調(diào)勞動力供給方面，即個(gè)人對教育投資越大，勞動力供給越多，則個(gè)人實(shí)際工資回報(bào)率越高。然而，現(xiàn)實(shí)中實(shí)際工資不僅僅依賴于個(gè)人勞動力供給，還依賴于工作單位的需求，即工作單位想要支付的實(shí)際工資，是供求雙方力量較量或談判的結(jié)果。這意味著個(gè)人實(shí)際工資雖然依賴于個(gè)人邊際勞動生產(chǎn)力，但并非完全等同于個(gè)人邊際勞動生產(chǎn)力。Andini(2007)在討論工資決定時(shí)，同時(shí)考慮勞動力供求雙方的談判，得到動態(tài)Mincer方程。

為綜合勞動力供求雙方的博弈，得到社會總效用，采用道格拉斯形式構(gòu)建Nash談判函數(shù)：

(5)

其中：Ut為社會總效用；ρ表示勞動者的談判能力，1-ρ表示工作單位的談判能力，0≤ρ≤1。當(dāng)ρ=0時(shí)，勞動者對個(gè)人實(shí)際工資沒有談判能力，談判完全由工作單位控制；當(dāng)ρ=1時(shí)，勞動者完全控制工資談判。

為使社會總效用最大化，可計(jì)算其一階均衡條件，對式(5)兩邊取對數(shù)，再關(guān)于ln wt求導(dǎo)，并令其導(dǎo)數(shù)值為0，整理可得：

(6)

則工資談判模型為：

ln wt=(1-ρ)ln wt-1+ρln nept

(7)

式(7)可變形為：

ln wt-ln wt-1=ρ(ln nept-ln wt-1)

(8)

則式(8)為局部調(diào)整模型，ρ為調(diào)整速度。該調(diào)整模型表示實(shí)際的工資調(diào)整是預(yù)期工資調(diào)整的一部分，調(diào)整的幅度取決于ρ的大小。

將式(1)代入式(7)可得動態(tài)Mincer方程為：

ln wt=β0+β1ln wt-1+β2s+β3z+β4z2

(9)

其中，β0=ρα0，β1=1-ρ，β2=ρα1，β3=ρα2，β4=ρα3。

式(9)所示的動態(tài)Mincer方程其實(shí)質(zhì)為將局部調(diào)整模型轉(zhuǎn)化為自回歸模型來估計(jì)；同時(shí)，當(dāng)β1=0即ρ=1時(shí)，式(8)即為式(3)，表明靜態(tài)Mincer方程為動態(tài)Mincer方程的特例。

由于動態(tài)Mincer方程施加了勞動力需求方對勞動報(bào)酬的影響，因而對教育回報(bào)率的解釋與靜態(tài)Mincer方程并不相同。表1給出了動態(tài)Mincer方程教育回報(bào)率求解過程，可見，動態(tài)Mincer方程教育回報(bào)率是依賴于工作經(jīng)驗(yàn)z的一個(gè)系列值。再由表2可知，當(dāng)0<ρ<1時(shí)，β2(0)<β2(z)<α1,β2(z)在z增加時(shí)收斂于α1，即：

(10)

式(10)的經(jīng)濟(jì)含義較為明顯：勞動者剛參加工作時(shí)，由于工作經(jīng)驗(yàn)不足，正規(guī)學(xué)校教育的邊際生產(chǎn)力沒有得到有效利用，從而教育回報(bào)率較低；而隨著工作經(jīng)驗(yàn)的增加，教育功能得到越來越充分的發(fā)揮，從而教育回報(bào)率穩(wěn)步上升。特別地，當(dāng)ρ=0時(shí)，β2(0)=β2(z)=0，即工作單位完全控制工資談判時(shí)動態(tài)Mincer方程教育回報(bào)率為零；當(dāng)ρ=1時(shí)，β2(0)=β2(z)=α1，即勞動者完全控制工資談判時(shí)動態(tài)Mincer方程教育回報(bào)率等于靜態(tài)Mincer方程教育回報(bào)率。

表1　動態(tài)Mincer方程教育回報(bào)率系列

三、數(shù)據(jù)選取

本文選用中國家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)作為研究對象，該數(shù)據(jù)來自中國社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所與國家統(tǒng)計(jì)局于2003年2月發(fā)起的調(diào)查，主要針對2002年全國范圍內(nèi)城鎮(zhèn)居民的收入情況，包括6835個(gè)城鎮(zhèn)家庭樣本戶以及20632個(gè)個(gè)人樣本戶的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，涵蓋了北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、河南、湖北、廣東、重慶、四川、云南和甘肅等12個(gè)省、市(關(guān)于CHIP數(shù)據(jù)的進(jìn)一步描述，參見李實(shí)和王亞柯(2005))。之所以選擇CHIP數(shù)據(jù)，主要基于兩點(diǎn)：第一，CHIP數(shù)據(jù)是微觀數(shù)據(jù)，適合于Mincer方程要求個(gè)體勞動者的資料；第二，CHIP數(shù)據(jù)是動態(tài)數(shù)據(jù)，它包含了研究動態(tài)Mincer方程所需要的上年度的收入數(shù)據(jù)。所考察變量及其取值類型見表2。

表2　變量及說明

首先，由于本文研究動態(tài)Mincer方程，而企業(yè)的勞動者與工作單位之間工資談判最具有代表性，所以只選取在企業(yè)工作的在崗職工作為樣本，并且刪除了職業(yè)種類中的私營企業(yè)主、個(gè)體戶主和農(nóng)民的數(shù)據(jù)，這是因?yàn)樗麄兊氖杖氩皇芄ぷ鲉挝坏挠绊?；然后，選取年齡在18～60周歲的在崗職工作為適齡樣本；最后，將在“2002年個(gè)人總收入”及“2001年個(gè)人總收入”等問題上無回答的樣本進(jìn)行刪除，之所以選擇個(gè)人總收入而不選取工資收入，主要是由于調(diào)查數(shù)據(jù)中沒有2001年工資收入，只有2001年個(gè)人總收入。最終得到5472個(gè)有效樣本。本文所有分析計(jì)算均由R語言編程得到。

四、實(shí)證研究

(一)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型設(shè)計(jì)

1.均值回歸模型

根據(jù)靜態(tài)Mincer方程式(3)以對數(shù)年收入ln wt作為被解釋變量，以受教育年限s、工作經(jīng)驗(yàn)z、工作經(jīng)驗(yàn)的平方z2作為解釋變量，為控制男女之間、黨派之間、企業(yè)所有制之間、盈利狀況之間和行業(yè)之間收入決定機(jī)制上的差異，引入企業(yè)所有制Own、性別Gen、黨派Par、盈利狀況Pro和行業(yè)Sec五個(gè)控制變量，建立回歸模型：

(11)

根據(jù)動態(tài)Mincer方程式(8)建立回歸模型：

(12)

為了更詳細(xì)地刻畫不同所有制下教育回報(bào)率和工資談判的差異，引入控制變量與解釋變量的交叉乘積項(xiàng)，建立回歸模型：

(13)

2.分位數(shù)回歸模型

邢春冰(2005)指出：均值回歸模型難以解釋在其他條件(如受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)、所有制、性別、黨派、盈利狀況、行業(yè)壟斷等)相同時(shí)工資收入的異質(zhì)性。關(guān)鍵在于，均值回歸模型中，除了解釋變量和控制變量外，還有一些難以計(jì)量的變量(如個(gè)人能力)并入隨機(jī)擾動項(xiàng)，引起計(jì)量模型存在較大的誤差或異方差性，這時(shí)均值回歸很難具有代表性。分位數(shù)回歸可以較好刻畫解釋變量對收入分布的位置、尺度和形態(tài)的影響，從而提供更多有用信息。與均值回歸模型(11)、(12)、(13)對應(yīng)的分位數(shù)回歸模型分別表述為：

(14)

(15)

(16)

(二) 回歸結(jié)果與討論

1.關(guān)于工資談判

表3報(bào)告了動態(tài)Mincer方程的均值回歸與分位數(shù)回歸結(jié)果。由表3可知，無論是均值回歸還是分位數(shù)回歸，工作單位的工資談判能力都顯著不為零，拒絕靜態(tài)Mincer方程的假定；且系數(shù)值都在0.5以上，表明工作單位的工資談判能力大于勞動者的工資談判能力，即勞動者在勞動力市場的工資決定中處于劣勢地位。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，隨著分位點(diǎn)提高，工作單位的工資談判能力呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，這說明勞動者在勞動力市場工資決定中的談判能力先減弱后增強(qiáng)。高技能人才工資談判能力較強(qiáng)的主要原因可能在于：工作單位為防止高技能人才流失而擴(kuò)大其工資自主權(quán)。

表3　動態(tài)Mincer方程均值回歸與分位數(shù)回歸結(jié)果

2. 關(guān)于教育回報(bào)率

結(jié)合表3和表2可以計(jì)算出基于動態(tài)Mincer方程的城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率。圖1分別給出了均值回歸和在0.1、0.5、0.9三個(gè)分位點(diǎn)處分位數(shù)回歸的教育回報(bào)率，容易看出，城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率隨著工作經(jīng)驗(yàn)的增加而逐漸增大，最終達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)。各分位點(diǎn)的教育回報(bào)率達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)的時(shí)間并非一致，隨著分位點(diǎn)的提高，呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，這與勞動者在勞動力市場上工資談判能力可能存在某種關(guān)系。進(jìn)一步計(jì)算，各分位點(diǎn)教育回報(bào)率達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)的時(shí)間與勞動者工資談判能力的相關(guān)系數(shù)為-0.885，可見：勞動者在勞動力市場的工資談判能力越強(qiáng)，教育回報(bào)率達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)的時(shí)間越短；反之，則時(shí)間越長。

圖1　依賴于工作經(jīng)驗(yàn)的教育回報(bào)率

圖2　基于均值回歸與分位數(shù)回歸的教育回報(bào)率

為比較動態(tài)Mincer方程和靜態(tài)Mincer方程在教育回報(bào)率估算上的差異，本文同時(shí)估計(jì)了靜態(tài)Mincer方程，將其均值回歸與分位數(shù)回歸的結(jié)果列于表4。這里，主要討論由動態(tài)Mincer方程所得的穩(wěn)定狀態(tài)城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率，將其與靜態(tài)Mincer方程的城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率同時(shí)繪制于圖2中。圖2表明：第一，靜態(tài)Mincer方程高估了城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率，無論是均值回歸還是分位數(shù)回歸，動態(tài)Mincer方程估算的城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率曲線始終位于靜態(tài)Mincer方程估算城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率曲線的下方；第二，平均而言(均值回歸結(jié)果)，動態(tài)Mincer方程給出的教育回報(bào)率與Psacharopoulos和Harry(2004)總結(jié)的教育回報(bào)率有較大差距，也低于羅楚亮(2007)的結(jié)果，這說明中國目前的教育回報(bào)率較低，可能

表4　靜態(tài)Mincer方程均值回歸與分位數(shù)回歸結(jié)果

主要由于勞動者在勞動力市場工資談判中處于絕對的劣勢；第三，分異而言(分位數(shù)回歸結(jié)果)，動態(tài)Mincer方程給出的城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率隨著分位點(diǎn)的提高呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，這也與勞動者的工資談判能力不謀而合，各分位點(diǎn)的穩(wěn)定狀態(tài)教育回報(bào)率與勞動者工資談判能力的相關(guān)系數(shù)為0.828，可見勞動者談判能力越強(qiáng)，其教育越能得到有效的利用，增加教育投入會帶來更高的收益，而靜態(tài)Mincer方程無法揭示這一點(diǎn)。

3.關(guān)于性別歧視

(1)程式化事實(shí)

由前面的討論可知，動態(tài)Mincer方程不僅可以揭示教育回報(bào)率隨工作經(jīng)驗(yàn)變化、工資談判能力對教育回報(bào)率影響等勞動力市場更深層次現(xiàn)象，而且得到了許多與靜態(tài)Mincer方程不同的結(jié)果。這里，再給出由中國勞動力市場觀察到的關(guān)于性別歧視的兩個(gè)程式化事實(shí)，驗(yàn)證動態(tài)Mincer方程而不是靜態(tài)Mincer方程在中國勞動力市場的有效性。

表5報(bào)告了2002年對數(shù)年收入、2001年對數(shù)年收入、受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)*工作經(jīng)驗(yàn)的取值按照“工作經(jīng)驗(yàn)=年齡-受教育年限-6”來計(jì)算；經(jīng)驗(yàn)小于零時(shí)，則認(rèn)為其等于0。四個(gè)變量按照性別分組的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯壕?001年和2002年的對數(shù)平均收入而言，男性高于女性，且均值差顯著，2002年女性平均對數(shù)收入為男性平均對數(shù)收入的97.4%，2001年女性平均對數(shù)收入為男性平均對數(shù)收入的97.37%；在受教育年限方面，男性和女性職工平均受教育年限均接近11年，相當(dāng)于高中水平，女性的平均受教育年限略微高于男性，但均值差不顯著；而男性的平均工作經(jīng)驗(yàn)比女性高約3.6年，且均值差顯著。

表5　描述統(tǒng)計(jì)

圖3　按照受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)分組的對數(shù)收入性別差

表5已經(jīng)報(bào)告了男性勞動者與女性勞動者平均收入差異顯著，如果這種差異由勞動力主要特征——受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)引起，則屬于正常的收入差異；否則，可以認(rèn)為勞動力市場存在性別歧視。為此，控制受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)對收入差異的影響，按照受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行復(fù)合分組，考察分組后的對數(shù)收入性別差是否為零。同時(shí)，為了揭示諸如個(gè)人能力等難以計(jì)量的變量對收入的影響，本文進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)了不同分位點(diǎn)上對數(shù)收入性別差的變動情況。圖3給出了復(fù)合分組后，男性與女性對數(shù)收入之差在五個(gè)分位點(diǎn)上的分布特征，其中，男性與女性對數(shù)收入按照受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)分組進(jìn)行了平均。圖3說明兩個(gè)基本事實(shí)：第一，即便控制受教育年限與工作經(jīng)驗(yàn)這兩個(gè)主要的勞動力特征，對數(shù)收入的性別差也顯著不為零，平均而言男性較女性高0.24左右，意味著中國勞動力市場存在明顯的性別歧視；第二，隨著分位點(diǎn)的增加，對數(shù)收入的性別差越來越大，預(yù)示著對于處于收入分布上尾部的高技能人才的性別歧視問題更嚴(yán)重*盡管個(gè)人能力水平難以度量，但可以肯定其他條件相同時(shí)，能力水平越高的勞動者，其收入水平也越高，可以用收入變量作為個(gè)人技能水平的代理變量，即處于收入分布上尾部的為高技能人才，處于收入分布下尾部的為低技能勞動力。。這兩個(gè)程式化事實(shí)為驗(yàn)證動態(tài)Mincer方程在中國城鎮(zhèn)勞動力市場的適應(yīng)性提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

(2)性別歧視討論

表3和表4中性別控制變量的回歸系數(shù)為正，而且在所有的分位點(diǎn)上都通過了顯著性檢驗(yàn)，這說明中國城鎮(zhèn)勞動力市場在收入決定機(jī)制上存在明顯的性別歧視，僅就這一點(diǎn)，動態(tài)Mincer方程與靜態(tài)Mincer方程都能刻畫中國城鎮(zhèn)勞動力市場性別歧視的第一個(gè)程式化事實(shí)。不過問題并非停留在此，隨著分位點(diǎn)的提高，表4中靜態(tài)Mincer方程性別控制變量前的系數(shù)逐漸減小，而表3中動態(tài)Mincer方程中性別控制變量前的系數(shù)逐漸增大，說明勞動者和工作單位之間在工資談判時(shí)性別歧視隨著收入分位點(diǎn)的上升而增強(qiáng)。這表明動態(tài)Mincer方程能夠同時(shí)揭示中國城鎮(zhèn)勞動力市場性別歧視的第二個(gè)程式化事實(shí)，而靜態(tài)Mincer方程的結(jié)果與之相背離，從而前者能夠更好地揭示中國城鎮(zhèn)勞動力市場內(nèi)存特征，具有更強(qiáng)的適應(yīng)性。

4.進(jìn)一步討論

在中國勞動力市場上，國有單位往往壟斷資源，其工資機(jī)制也往往帶有更多的行政色彩，在工資談判、教育回報(bào)等方面都與非國有單位存在較大差異，為此引入控制變量與解釋變量的交叉乘積項(xiàng)，更詳細(xì)地刻畫不同所有制單位工資談判和教育回報(bào)率狀況。對式(13)和式(16)分別進(jìn)行均值回歸和分位數(shù)回歸，得到不同所有制單位動態(tài)Mincer方程均值回歸與分位數(shù)回歸結(jié)果，見表6。

表6　不同所有制下動態(tài)Mincer方程均值回歸與分位數(shù)回歸結(jié)果

由表6可知，所有制和上年度收入的交叉乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)只有在分位點(diǎn)為0.2、0.7和0.8時(shí)才顯著，且都大于零，這說明國有單位的較低技能人才和較高技能人才對工資談判的控制能力要弱于非國有單位，即國有單位的勞動者在勞動力市場的工資決定中的劣勢地位更加嚴(yán)重。

所有制和教育的交叉乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)只有在分位點(diǎn)為0.4、0.7和0.8時(shí)才顯著，分位點(diǎn)為0.4時(shí)大于零，分位點(diǎn)為0.7和0.8時(shí)小于零，這說明國有單位較高技能人才的教育回報(bào)率低于非國有單位的較高技能人才的教育回報(bào)率，這與邢春冰(2006)的結(jié)果一致。國有單位和非國有單位之間教育回報(bào)率的差異反映了不同所有制的工資決定機(jī)制不同，中國城鎮(zhèn)勞動力市場在所有制結(jié)構(gòu)上存在著市場分割。雖然國有單位教育回報(bào)率低于非國有單位，但是國有單位勞動者平均受教育年限(為11.89)高于非國有單位勞動者平均受教育年限(為10.81)，可見，接受更多教育的勞動者并非更傾向于選擇教育回報(bào)率較高的非國有單位。這可能由于勞動者向往國有單位更為穩(wěn)定、福利待遇更好的工作。

表6中性別控制變量前的系數(shù)雖與表4中的結(jié)果有細(xì)微差異，但隨著分位點(diǎn)上升，回歸系數(shù)取值逐漸增大的趨勢沒有改變，說明性別歧視依然隨著分位點(diǎn)的上升而增強(qiáng)，這一結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

本文將動態(tài)Mincer方程應(yīng)用于中國實(shí)踐，通過均值回歸與分位數(shù)回歸兩種建模方式討論了中國城鎮(zhèn)勞動力市場中工資談判、教育回報(bào)問題。將動態(tài)Mincer方程與靜態(tài)Mincer方程進(jìn)行理論與實(shí)證兩個(gè)層面的對比，通過關(guān)于性別歧視的兩個(gè)程式化事實(shí)，驗(yàn)證了動態(tài)Mincer方程在中國城鎮(zhèn)勞動力市場的適應(yīng)性。

實(shí)證結(jié)果表明：第一，在中國城鎮(zhèn)勞動力市場中，勞動者個(gè)人能力越強(qiáng)，工資談判能力越強(qiáng)，但這無法動搖工作單位在工資談判中的絕對優(yōu)勢地位；第二，動態(tài)Mincer方程得到的城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率隨著工作經(jīng)驗(yàn)增加逐漸趨于穩(wěn)定，穩(wěn)定后的教育回報(bào)率比靜態(tài)Mincer方程估算結(jié)果要低，這與中國城鎮(zhèn)居民對教育投資熱情高漲相左；第三，談判能力對城鎮(zhèn)居民教育回報(bào)率存在顯著影響，一方面，談判能力越強(qiáng)的勞動者越快取得穩(wěn)定的教育回報(bào)，另一方面，談判能力越強(qiáng)的勞動者越容易獲得較高的教育回報(bào)率；第四，國有單位對工資談判的控制能力要強(qiáng)于非國有單位，從而國有單位勞動者在工資談判中的劣勢地位更加嚴(yán)重，導(dǎo)致國有單位教育回報(bào)率更低，這一結(jié)果并未影響到接受更多教育的勞動者選擇國有單位的熱情，主要原因在于中國國有單位往往獨(dú)占資源、壟斷經(jīng)營、經(jīng)濟(jì)福利好。

總之，動態(tài)Mincer方程是對靜態(tài)Mincer方程的改進(jìn)，由于其考慮到工資決定過程中勞動力雙方的談判地位，更加符合實(shí)際，不僅能夠提供比靜態(tài)Mincer方程更為深刻的結(jié)果，而且也得到了一些與靜態(tài)Mincer方程有所不同的結(jié)論。當(dāng)然，本文采用的動態(tài)Mincer方程是在特定的談判函數(shù)下得到的，如何通過談判函數(shù)的選取，設(shè)計(jì)出更加符合中國城鎮(zhèn)勞動力市場實(shí)際的動態(tài)Mincer方程是值得進(jìn)一步研究的主題。

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(責(zé)任編輯劉志煒)

Wage Bargaining and Return to Schooling: An Empirical Analysis of Dynamic Mincer Equation

RUAN SuMei1CAI Chao2,3XU QiFa3

(1. Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233041;2. Shandong Institute of Business and Technology, Yantai 264005;3. Hefei University of Technology, Hefei 230009)

This paper applies the dynamic Mincer equation to wage determination system on the basis of CHIP data and methods of regression, so as to discuss wage bargaining and return to schooling on the China′s urban labor market. The results show that work units hold overwhelming superiority in wage bargaining and laborers are at a disadvantage especially in state-owned units. At the same time, the return to schooling in cities gradually stabilizes as the experience grows and the rate of return to schooling turns out low. Furthermore, the wage bargaining has an significant influence on the return to schooling, that is, the stronger bargaining power, the higher the rate of return to schooling. In light of two stylized facts of sex discrimination, the applicability of the dynamic Mincer equation to China′s urban labor market is verified.

dynamic Mincer equation; wage bargaining; return to schooling; sex discrimination

2014-11-09

阮素梅(1974--)，女，安徽太和人，博士，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師。

蔡超(1983--)，男，山東沾化人，山東工商學(xué)院統(tǒng)計(jì)學(xué)院講師，合肥工業(yè)大學(xué)博士生。

許啟發(fā)(1975--)，男，安徽和縣人，博士，合肥工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“面向交易和服務(wù)過程的民營中小型銀行經(jīng)營模式及相關(guān)政策研究”(71403001)；教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃項(xiàng)目“非線性分位數(shù)誤差矯正模型及應(yīng)用”(14YJA790015)；安徽省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“安徽省城鄉(xiāng)居民家庭貧困脆弱性研究”(AHSKY2014D103)。

F244；G521

A

1001-6260(2015)02-0085-09

財(cái)貿(mào)研究2015.2