摘 要： 本文以中国1999～2017年的省级面板数据为样本, 基于系统广义矩估计和门槛效应实证分析了劳动报酬占比对产业结构升级的影响。结果表明: (1) 劳动报酬占比可对产业结构升级产生显着正向影响, 我国劳动报酬占比下降的趋势不利于产业结构升级; (2) 劳动报酬占比对产业结构升级的影响存在区域差异; (3) 劳动报酬占比对产业结构升级的影响存在单门槛效应, 低于门槛值时, 劳动报酬占比对产业结构升级产生显着负向影响;超过门槛值后, 劳动报酬占比对产业结构升级产生显着正向影响。最后针对本文结论提出了相应的建议。
关键词： 劳动报酬占比; 产业结构升级; 系统广义矩估计; 门槛效应; 最低工资标准; 社会保障体系;
Abstract： Taking China's provincial panel data from 1999 to 2017 as a sample, this paper empirically analyzes the impact of labor remuneration ratio on industrial structure upgrading based on system generalized moment estimation and threshold effect.The results show that:first, the proportion of labor remuneration can have a significant positive impact on the upgrading of industrial structure.The downward trend of the proportion of labor remuneration in China is not conducive to the upgrading of industrial structure.Second, there are regional differences in the impact of the proportion of labor remuneration on the upgrading of industrial structure.Third, the proportion of labor remuneration has a single threshold effect on the upgrading of industrial structure.When it is below the threshold, the proportion of labor remuneration has a significant negative impact on the upgrading of industrial structure.When it exceeds the threshold, the proportion of labor remuneration has a significant positive impact on the upgrading of industrial structure.At the end of this paper, some advisable suggestions for this articles research result are offered.
Keyword： labor remuneration proportion; industrial structure upgrading; SYS-GMM; threshold effect; minimum wage; social security system;
引 言
我国自古以来都是农业大国, 农业人口众多, 农业的发展状况直接关系到社会的稳定和经济的发展。建国初期, 庞大的人口基数使得温饱问题成为我国面临的首要问题, 虽然国土面积广阔, 但适合耕种的土地并不多, 因此想要养活数量庞大的人口, 必须提高粮食亩产量, 这就要求施用大量的化肥, 制造化肥的主要原材料是合成氨, 但建国初期我国的石油、化工工业刚刚起步, 既缺少石油、天然气等合成氨的原材料, 又囿于技术原因生产不出特种钢材用于制造石油化工设备, 因此难以大规模生产化肥发展农业。同样的原因, 如果要大力发展轻工业, 同样需要相应的生产设备, 重工业的落后使得我国缺少相应的材料、设备和技术来制造这些生产设备。建国初期在内忧外患的环境中, 无论发展第一产业还是发展第三产业, 需要首先发展重工业, 都需要炼钢、炼铁技术, 需要石油和天然气资源。因此, 多方面的原因造成了我国的产业结构不合理。
改革开放以后, 我国迅速同世界接轨, 并逐步融入到世界经济一体化中, 这使得我国的第三产业获得了快速发展。同时依靠劳动力数量及成本优势, 我国经济发展迅速, 短短40年的时间取得了辉煌成就, 我国经济总量已经仅次于美国, 位居全球第二。人均GDP也已经从改革开放前的不及撒哈拉以南非洲国家的1/31, 增长至8000美元以上, 我国已成为中等偏上收入国家。虽然改革开放使得我国经济社会发展获得了质的飞跃, 但产业结构不合理问题并没有得到有效解决。长期以来我国农业发展相对落后, 虽然我国是农业大国, 但并非农业强国, 我国农业机械化程度过低, 农业生产率甚至只有荷兰的1‰2, 农民收入增长缓慢;第二产业长期面临大而不强的窘境, “中国制造”虽已遍布全球, 但“中国创造”、“中国智造”同欧洲、美国、日本等发达国家相比仍有较大差距;第三产业的发展仍然滞后, 新世纪以来, 我国第三产业虽然获得了较大发展, 但同发达国家相比, 第三产业占比仍然较低, 2017年我国第三产业占比为51.6%, 而多数发达国家达到了60%～80%, 相比之下我国仍有较大提升空间。此外, 发达国家第三产业就业人数通常在70%以上, 2017年我国只有44.9%, 差距仍然较大。
经济新常态及中美贸易摩擦下, 面临错综复杂的内部和外部环境, 调整产业结构、转变发展模式变得日益紧迫, 并成为我国经济高质量发展的必然选择。然而产业结构的升级并非易事, 虽然各级政府出台了一系列限制旧产能、发展新产能的产业结构优化政策及措施, 但产业结构升级面临“知易行难”的困境, 各地完成产业结构升级的情况并没有达到预期效果[1]。
为找出其中原因, 以帮助我国经济实现高质量的发展, 学术界进行了大量的研究, 从多个角度分析了影响产业结构升级的因素。如从金融发展[2]、金融集聚、科技金融[3]、互联网金融、非正规金融[4]等金融视角, 从技术进步、环境规制[5]、对外开放、政府规制视角[6]等全方位分析了能够影响产业结构升级的因素, 并提出了相应的对策及建议。影响产业结构的因素是多方面的, 但从根本原因来看, 消费者、社会和企业的需求情况, 即需求规模和需求结构决定了产业结构, 需求结构是由个人消费偏好和国家政策导向决定的, 需求结构合理则产业结构合理, 需求结构不合理则产业结构不合理。新常态下, 经济增长“三驾马车”中的投资和出口对于经济的推动作用已经十分有限, 依靠消费拉动经济是我国经济可持续发展的必然选择, 而消费必然受限于收入水平。因此, 通过调节劳动报酬来调整产业结构, 是推动我国产业结构优化和升级的可行路径。
目前学术界鲜有关于劳动报酬对产业结构影响的相关研究, 现有研究大多集中于劳动报酬对经济增长的影响上, 但结论并未达成共识。如Kaldor (1957) 最早提出了“卡尔多特征事实”, 在经济增长过程中, 劳动收入份额基本保持不变[7]。此后学者们从多个角度对此问题进行了深入分析, 但并未得到一致结论。李稻葵等 (2009) [8]、徐常建和袁易明 (2018) [9]认为二者之间为U型关系, 但王小鲁等 (2005) [10]认为在我国, 劳动报酬和经济增长之间不存在U型关系。Li和Zou (2010) [11]、张恒 (2018) [12]认为劳动报酬可对经济增长产生显着正向影响。Aghion等 (1999) [13]认为劳动力报酬的差距会加剧经济波动, 不利于经济稳定增长。少有的关于劳动报酬对产业结构影响的研究也大都局限于理论分析, 如刘兰娟等 (2013) 使用一般均衡模型 (CGE模型) , 基于劳动报酬占比分析了财政科技投入对产业结构的影响[14]。周茂等 (2018) 从改善劳动收入份额的角度提出了推动产业升级、增进劳动者福利的新途径[15]。
鉴于此, 本文试图通过对我国劳动报酬同产业结构之间的关系进行实证检验, 来深入探讨二者关系, 并弥补现有文献在该领域的不足。
1、 实证分析
1.1、 模型建立
由前文分析可知, 劳动报酬会对产业结构产生影响, 因此本文构建以下计量模型用以实证检验二者关系:
ist=β0+β1idt+μt (1)
其中, is为被解释变量, 代表产业结构, id为解释变量, 代表劳动报酬, μ为随机扰动项。现有研究表明, 劳动力数量、金融发展水平、对外开放程度和技术进步等因素也可能影响到产业结构升级情况, 因此本文同时控制了以上变量, 将其代入模型得到:
ist=β0+β1idt+β2labt+β3fint+β4opent+β5tect+μt (2)
其中, lab为劳动力数量, fin为金融发展水平, open为对外开放程度, tec为技术进步。
1.2、 变量选择和数据来源
各变量的具体选取情况如下:
被解释变量:产业结构 (is) 。按照经典理论, 产业结构的优化可理解为产业结构从不合理到合理的过程, 产业结构升级则为产业结构从低级到高级的过程。经济发展的不同时期, 产业结构升级的指标并不相同。克拉克定律认为发展初期, 可用非农产业比重作为产业结构升级指标, 霍夫曼定律认为在重工业化阶段, 可用轻工业与重工业的产出之比作为结构升级指标, 钱纳里的标准结构理论则认为在服务化阶段, 可用第三产业与第二产业产出比作为产业结构升级指标。目前我国第三产业发展迅速, 是我国吸纳就业的主力军, 也是我国经济转型的重要方向, 因此本文按照第三种方法, 使用第三产业与第二产业产出比作为产业结构升级指标。
解释变量:劳动报酬 (id) 。现有文献主要使用劳动报酬占比来描述劳动者的报酬情况, 其计算方法包括资金流量法、投入产出数据法和收入比重法, 本文使用最常用的收入比重法, 即劳动报酬同GDP之比作为劳动报酬占比指标。
控制变量: (1) 劳动力数量lab。改革开放以来, 凭借劳动力数量和成本优势, 我国经济实现腾飞, 然而进入新世纪后, 我国老龄化程度不断加剧, 劳动力供给速度开始放缓, 劳动力成本提升。劳动力数量的减少和成本的提升使得相关企业加大了自动化和智能化程度, 倒逼产业结构进行升级[16]。因此, 本文把劳动力数量作为控制变量, 使用从业人员数量表示, 为减小数据波动较大带来的异方差问题, 劳动力数量取自然对数; (2) 金融发展水平fin。金融是现代经济的血液, 经济发展离不开金融的支持, 金融发展可通过影响交易成本影响到生产要素的流动情况, 进而影响产业结构, 因此本文把金融发展水平作为控制变量, 使用金融机构的年末存款余额与地区GDP之比作为金融发展水平的测度指标, 为减小数据波动较大带来的异方差问题, 金融发展水平取自然对数; (3) 对外开放程度open。对外开放既可通过国内外产品的价格差异影响到国内的产业结构, 也可通过国外先进技术的溢出效应推动国内产业结构的优化, 因此把对外开放作为控制变量, 使用进出口贸易总额与地区GDP之比表示; (4) 技术进步tec。技术进步是经济持续增长的源动力, 我国经济转型方向的高技术产业、高端服务业和高端装备制造业均离不开技术和创新, 技术进步和创新为产业结构的优化及升级提供了核心驱动力, 因此本文把技术进步作为控制变量之一, 使用各省份R&D投入占GDP的比重表示。
1998年7月, 鼓励第三产业发展的《国家发展计划委员会关于发展第三产业扩大就业的指导意见》正式颁布, 标志着发展第三产业成为我国基本国策, 为使得产业结构升级的定义更加客观准确, 并综合考虑数据的可得性, 选择1999～2017年作为本文考察区间, 并以相关省级面板数据作为研究样本。本文数据来自《新中国五十年统计资料汇编》、各年《中国统计年鉴》等。个别缺失数据使用移动平均法补齐。鉴于样本数据的短面板特征, 且为了防止变量可能存在的内生性问题, 本文使用系统广义矩模型 (SYS-GMM) 进行估计。本文各变量的描述性统计如表1所示。
表1 变量的描述性统计
1.3、 实证结果及分析
我国不同地区的经济发展水平和产业结构存在一定差异, 为使结果更加客观准确, 按照中国统计年鉴的标准, 把我国划分为东部、中部和西部3个地区进行实证分析, 其中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省 (市) ;中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西10个省 (自治区) ;西部地区包括四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆9个省 (自治区) 。
把全国数据及区域层面数据代入模型2进行估计, 得到结果表2。回归结果中, AR (1) 检验结果均小于0.05, AR (2) 检验结果均大于0.1, 表明误差项不存在二阶序列相关, 本文所建立的实证模型是合理的。Hansen检验结果均大于0.1, 表明本文工具变量的设定是有效的。
表2 实证结果 导出到
注:括号内为t统计量;*表示p<0.1, **表示p<0.05, ***表示p<0.01;下文同。
由表2可以看出, 全国层面估计结果中, 劳动报酬占比id的系数为0.186, 且在1%的统计水平下显着, 结果表明劳动报酬占比可对产业结构升级产生显着正向影响。劳动报酬占比提升1%, 产业结构升级情况可提升0.186%。劳动报酬的提升可通过两种途径影响到产业结构升级: (1) 通过消费升级推动产业结构升级。产业结构受限于需求结构, 消费者的需求结构受到自身收入的约束, 因此消费者劳动报酬的提升有利于消费升级, 进而可倒逼产业结构调整和优化; (2) 通过提升企业的创新能力推动产业结构升级。企业是产业结构调整和升级的微观主体, 但过低的劳动力成本使得企业并不愿在创新上投入更多资源, 对先进技术和高端装备持消极态度。劳动力成本的提升可倒逼企业进行更多的技术创新, 从而推动产业结构的优化和升级。结果表明劳动报酬占比的提升有利于产业结构升级, 但我国的劳动报酬占比呈现持续下降的趋势[17], 这显然不利于我国产业结构的优化升级。
从区域层面来看, 东部地区模型结果中, 劳动报酬占比的系数显着为正, 说明劳动报酬可对产业结构升级产生显着正向影响。东部地区是我国经济最为发达的地区, 相比于中、西部地区, 东部地区的第三产业更为发达, 产业结构的高级化程度更高, 东部地区还吸引了大量的年轻劳动力及高素质劳动力, 使得人力资本和产业结构升级之间形成良性互动, 人力资本的价值通过劳动报酬得到了充分体现, 更高的报酬吸引了更多的劳动力来东部地区就业, 提升了东部地区的产业结构高级化及合理化水平。
中部地区模型结果中, 劳动报酬占比的系数显着为正, 但只在10%的统计水平下显着, 结果表明中部地区劳动报酬占比的提升可在一定程度上促进产业结构升级。近些年来, 中部地区的第三产业迅速崛起, 因此劳动报酬占比的提升对当地劳动力具备一定的吸引力, 更多的农业剩余劳动力选择当地就业[18]。此外, 报酬更高的高学历劳动力也越来越多的选择到中部具备发展潜力的二线城市就业和生活, 这进一步优化了中部地区的产业结构。
西部地区模型中, 劳动报酬占比的系数为正, 但没有通过显着性检验。结果表明西部地区劳动报酬占比对产业结构升级没有产生显着影响。这主要是由于两方面的原因: (1) 相对于东部地区, 西部地区的产业结构高级化程度较低, 因此劳动报酬的提升不利于第三产业的发展, 这显然不利于产业结构的优化和升级[19]; (2) 由于劳动力价格较低, 导致西部地区在激烈的市场竞争中过于依赖低成本劳动力优势, 虽然通过压低劳动力报酬能够获得一定利润, 但这不利于技术进步, 不利于提升企业的劳动效率, 也不利于产业结构升级。
控制变量的回归结果同经典理论基本一致, 各方程中, 劳动力数量对于产业结构升级的影响程度较弱, 新常态下, 依靠劳动力数量提升产业结构的效果已经十分有限。金融发展水平系数显着为正, 金融深化有利于我国的产业结构升级, 其对于第三产业的推动作用大于第二产业, 这为我国的产业结构升级提供了一条新的路径。对外开放可对产业结构升级产生积极影响, 我国已经具备一定的工业基础, 创新能力位居世界前列, 通过对外开放, 发挥外商的知识溢出效应, 对加快我国的产业结构升级具有积极意义。技术进步可对产业结构升级产生显着正向影响, 技术进步是经济持续增长的源泉, 显然技术进步和创新有利于产业结构升级。
2、 门槛效应分析
2.1、 模型设立及变量选择
以上区域实证检验结果显示, 劳动报酬占比对产业结构升级的影响并不确定, 东部和中部地区为促进作用, 但西部地区影响并不显着, 由此猜测, 二者之间可能存在非线性关系。鉴于此, 本文进一步通过门槛模型对其进行检验。基于Hansen (1998) [20]提出的门槛回归方法, 以劳动报酬占比作为门槛变量构建门槛模型, 由于具体门槛数不知, 先将模型设定为单一门槛模型, 模型设定如下:
ist=β0+β1idt (qi≤r) +≤β2idt (qi>r) +β3labt+β4fint+β5opent+β6tect+et (3)
其中, q为门槛变量, r为待估的门槛值, e为随机波动, 其他变量含义同前文相同。
2.2、 门槛回归结果分析
为了保证门槛估计的精度, 分析劳动报酬占比对产业结构升级的门槛特征, 本文依次检验模型的门槛数, 得到F统计量和P值, 具体数值见表3。结果表明, 劳动报酬占比对产业结构升级的单一门槛、双重门槛的P值分别为0.008、0.204, 其单一门槛通过了显着性检验, 双重门槛没有通过显着性检验, 因此劳动报酬占比对产业结构升级的影响存在单门槛效应。劳动报酬占比对产业结构升级的门槛估计值和相应的95%置信区间列示于表3和表4。
表3 门槛效果检验
表4 门槛估计结果
从回归结果可以看出, 劳动报酬占比的单一门槛通过了1%统计水平下的显着性检验, 单一门槛值为0.583。由此可知, 不同层次的劳动报酬占比对产业结构升级的影响存在一定差异。根据门槛值将劳动报酬占比划分成低劳动报酬 (id≤0.583) 和一般劳动报酬 (id>0.583) , 进一步估计得到结果表5。
表5 门槛效应估计结果
由门槛效应估计结果表5可以看出, 当劳动报酬占比低于门槛值0.583, 即处于低劳动报酬下时, 劳动报酬占比的系数为-0.097, 且在1%的统计水平下显着, 说明低劳动报酬下, 对产业结构升级有显着负向影响, 不利于产业结构的优化和升级。当劳动报酬占比高于门槛值0.583, 即在一般劳动报酬下时, 劳动报酬占比的系数为0.159, 且在5%的统计水平下显着, 说明在一般劳动报酬下, 对产业结构升级产生显着正向影响。目前我国大多数省份的劳动报酬占比情况仍然较低, 没有超过门槛值。
结果表明, 劳动报酬占比对于产业结构升级的影响存在单门槛效应, 当劳动报酬占比低于门槛值时, 并不利于产业结构升级;当劳动报酬占比超过门槛值时, 会推动产业结构升级。低劳动报酬下, 过低的劳动力成本使得企业不愿在技术创新上投入太多, 而是选择通过降低劳动力收入来获取利润, 这显然不利于产业结构升级。一般劳动报酬下, 劳动报酬则会通过推动消费升级以及提升企业的创新投入两种途径推动产业结构的优化和升级。
3、 结论及启示
改革开放40年来, 我国经济社会发展取得了历史性成就, 但劳动者的实际报酬仍然不高, 劳动报酬占比有持续下降的趋势, 这并不利于我国产业结构的优化和升级。基于此, 本文以第三产业增加值与第二产业增加值之比作为产业结构升级指标, 以1999～2017年我国的省级面板数据为样本, 基于系统广义矩估计和门槛效应实证分析了劳动报酬占比对产业结构升级的影响, 主要得到以下结论: (1) 整体而言, 劳动报酬占比对产业结构升级产生显着正向影响, 但由于我国的劳动报酬占比有持续降低的趋势, 因此在一定程度上抑制了我国产业结构的调整和优化; (2) 从区域层面来看, 东部地区劳动报酬占比的提升有利于产业结构升级, 中部地区二者关系的显着性较弱, 西部地区二者关系并不显着; (3) 劳动报酬占比对产业结构的影响存在单门槛效应, 低于门槛值时, 劳动报酬占比对产业结构升级产生负向抑制作用, 超过门槛值后, 劳动报酬占比对产业结构升级产生正向推动作用; (4) 从控制变量来看, 金融发展水平、对外开放和技术进步有利于产业结构升级, 劳动力数量对产业结构升级的影响程度较弱。
劳动报酬占GDP比重的下滑是中国劳动收入增长背景下的客观事实, 中美贸易摩擦及中国经济由高速增长转型为高质量增长的新常态背景下, 本文结论具有以下启示意义。
(1) 在地方政府建立最低工资指导标准的基础上, 行业协会根据本行业特点, 在满足政府最低工资标准的前提下, 适时调整本行业最低工资标准。如民办幼儿园在收取天价费用的同时, 只给予其一线员工远远低于当地平均工资的极低的报酬, 这显然不利于提升员工的积极性, 不利于企业和行业的健康发展, 从本文结论来看, 也不利于宏观产业结构的升级。但也有部分行业的薪酬已经很高, 因此行业协会应根据本行业自身情况动态调整行业最低工资标准。
(2) 根据不同区域的实际情况制定差异化的产业结构升级政策。我国不同地区的资源禀赋存在较大差异, 导致产业结构、劳动力报酬和经济发展都存在较大的区域异质性。管理层在制定服务业发展战略时, 应充分考虑区域经济发展的实际特征和当地的劳动力报酬情况, 因地制宜制定适当的产业结构调整政策。
(3) 建立健全覆盖范围更大的社会保障体系, 提高普通劳动者的福利和保障水平。加大医疗支出和养老支出, 提升医疗体系及养老体系的公平性, 逐步缩小城乡差距。坚决打击房价的快速上涨, 逐步削弱房地产的投资属性, 使居民收入逐步回归房地产外的其他消费, 以此增加消费规模, 带动消费升级, 进而推动产业结构的升级。
参考文献：
[1]王佳菲.提高劳动者报酬的产业结构升级效应及其现实启示[J].经济学家, 2010, (7) :35～41.
[2]汪浩瀚, 潘源.金融发展对产业升级影响的非线性效应——基于京津冀和长三角地区城市群的比较分析[J].经济地理, 2018, (9) :59～66.
[3]金浩, 李瑞晶, 李媛媛.科技金融投入、高新技术产业发展与产业结构优化——基于省际面板数据PVAR模型的实证研究[J].工业技术经济, 2017, (7) :42～48.
[4]聂高辉, 邱洋冬, 龙文琪.非正规金融、技术创新与产业结构升级[J].科学学研究, 2018, (8) :1404～1413.
[5]李虹, 邹庆.环境规制、资源禀赋与城市产业转型研究——基于资源型城市与非资源型城市的对比分析[J].经济研究, 2018, (11) :182～198.
[6]王立勇, 高玉胭.财政分权与产业结构升级——来自“省直管县”准自然实验的经验证据[J].财贸经济, 2018, (11) :145～159.
[7] Kaldor N.A Model of Economic Growth[J].Economic Journal, 1957, 67 (268) :591～624.
[8]李稻葵, 刘霖林, 王红领.GDP中劳动份额演变的U型规律[J].经济研究, 2009, (1) :70～82.
[9]徐常建, 袁易明.要素收入分配结构、居民消费与经济增长[J].经济经纬, 2018, (6) :121～126.
[10]王小鲁, 樊纲.中国收入差距的走势和影响因素分析[J].经济研究, 2005, (10) :24～36.
[11]Li H, Zou H F.Income Inequality is not Harmful for Growth:Theory and Evidence[J].Review of Development Economics, 2010, 2 (3) :318～334.
[12]张恒.要素密集度、劳动报酬与中国制造业价值链上游化[J].科技进步与对策, 2018, (6) :58～64.
[13] Aghion P, Banerjee A, Piketty T.Dualism and Macroeconomic Volatility[J].Quarterly Journal of Economics, 1999, 114 (4) :1359～1397.
[14]刘兰娟, 董万好, 徐鑫.财政科技投入对产业结构的影响——城镇化过程中劳动报酬占比的视角[J].上海财经大学学报, 2013, (4) :73～80.
[15]周茂, 陆毅, 李雨浓.地区产业升级与劳动收入份额:基于合成工具变量的估计[J].经济研究, 2018, (11) :132～147.
[16]逯进, 刘璐, 郭志仪.中国人口老龄化对产业结构的影响机制——基于协同效应和中介效应的实证分析[J].中国人口科学, 2018, (3) :15～25, 126.
[17]文雁兵, 陆雪琴.中国劳动收入份额变动的决定机制分析——市场竞争和制度质量的双重视角[J].经济研究, 2018, (9) :83～98.
[18]张桂文, 王青, 张荣.中国农业劳动力转移的减贫效应研究[J].中国人口科学, 2018, (4) :18～29, 126.
[19]干春晖, 郑若谷, 余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响[J].经济研究, 2011, (5) :4～16, 31.
[20] Hansen B E.Sample Splitting and Threshold Estimation[J].Econometrica, 1998, 68 (3) :575～603.
注释：
1 林毅夫.中国经济发展的动力来自哪里[N].企业家日报, 2018-02-12.
2 姚景源.中国农业生产率只有荷兰1‰ 供给侧改革刻不容缓[N].环球时报, 2017-06-03.
