勞動(dòng)制度、收入流動(dòng)與收入不平等＊
——基于新勞動(dòng)法七省調(diào)查數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)

劉 文, 王 杰

勞動(dòng)制度、收入流動(dòng)與收入不平等＊
——基于新勞動(dòng)法七省調(diào)查數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)

劉 文, 王 杰

新勞動(dòng)法作為新勞動(dòng)制度對(duì)工資差異有顯著的影響,而且對(duì)不同勞動(dòng)者群體產(chǎn)生了不同程度和不同方向的收入流動(dòng)效應(yīng)。其中,女性、低學(xué)歷和中年群體呈現(xiàn)向上流動(dòng)和向下流動(dòng)的“雙高現(xiàn)象”,值得引起特別關(guān)注。收入流動(dòng)引起了收入不平等狀況的改變。通過計(jì)算新勞動(dòng)法實(shí)施前后的收入不平等指數(shù)對(duì)比分析發(fā)現(xiàn),單就調(diào)查樣本而言,新勞動(dòng)法實(shí)施后,收入不平等程度有所縮小。

新勞動(dòng)法;勞動(dòng)制度;收入流動(dòng);收入不平等

一、引 言

約束勞動(dòng)關(guān)系的一般法律和約束集體談判的特別法律構(gòu)成了影響工資、就業(yè)和資源配置的重要制度因素(Campbell R.McConnell,Stanley L. Brue,2006)。我國《勞動(dòng)法》自1995年頒布以來,在推進(jìn)勞動(dòng)市場(chǎng)改革、理順勞資關(guān)系方面發(fā)揮了一定的作用。但近幾年來,其在勞資關(guān)系監(jiān)管上的缺陷也日漸暴露出來。針對(duì)這種情況,對(duì)原有勞動(dòng)關(guān)系立法模式做出重大調(diào)整的《勞動(dòng)合同法》(后文稱新勞動(dòng)法),于2008年1月1日起正式施行。根據(jù)新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)(Davis& North,1970;Lin Justion yifu,1989),新勞動(dòng)法是一次自上而下的、強(qiáng)制性制度變遷。新勞動(dòng)法第85條責(zé)令用人單位按相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)支付勞動(dòng)報(bào)酬、加班費(fèi)或者經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償。因此可以預(yù)期,在新勞動(dòng)法下,不遵守原勞動(dòng)法的企業(yè)員工會(huì)獲得原來得不到的工資收入。從而,以新勞動(dòng)法實(shí)施為背景的勞動(dòng)制度變遷會(huì)產(chǎn)生絕對(duì)收入分配效應(yīng)和相對(duì)收入分配效應(yīng),最終會(huì)影響收入不平等程度。

縮小收入不平等一直是收入分配政策的主要目標(biāo)之一。在關(guān)注收入不平等時(shí),經(jīng)濟(jì)學(xué)界普遍認(rèn)為不能僅僅看一年或幾年的收入不平等狀況,更應(yīng)該關(guān)注生命周期內(nèi)的收入不平等,而保持收入流動(dòng)可以降低生命周期內(nèi)的收入不平等(Atkinson,1980;Durlauf,S.N.1996)。較快的收入流動(dòng)性可以從實(shí)質(zhì)上改善收入不平等的狀況,特別是從低收入向高收入的流動(dòng)性本身意味著中低收入者收入狀況的積極改善;而且,通過促進(jìn)居民收入流動(dòng),也可以大大減少不同收入階層(高、中、低收入者)之間,由于收入分配不平等所產(chǎn)生的社會(huì)心理壓力以及社會(huì)矛盾。低收入群體由于擁有的資源稟賦少、質(zhì)量差,僅僅從效率角度講,一個(gè)階段或幾個(gè)階段收入一直很低是正常的。如果不通過制度設(shè)計(jì),低收入群體幾乎沒有機(jī)會(huì)進(jìn)入高收入群體。在這種情況下,研究如何準(zhǔn)確測(cè)量居民的收入流動(dòng)性,以及如何通過制度設(shè)計(jì)加快收入流動(dòng),就具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義和理論價(jià)值。

收入流動(dòng)是用來衡量一個(gè)人或一個(gè)群體的收入水平在社會(huì)中的相對(duì)位置或排序變化的較好指標(biāo)。長期以來,由于缺乏居民收入的固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù),國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)界很難測(cè)度居民收入流動(dòng)及其對(duì)收入不平等程度的影響。近年來,隨著各種關(guān)于中國居民收入的固定觀察點(diǎn)微觀數(shù)據(jù)庫的建立,國內(nèi)外對(duì)我國收入流動(dòng)測(cè)度的文獻(xiàn)逐漸增多。豪和拜恩坎威爾(Khor&pencavel,2006)測(cè)度了1991—1995年間中國和美國城鎮(zhèn)人口收入流動(dòng)情況,得到的結(jié)論是中國城市居民收入流動(dòng)性更大。王海港(2005)利用CHNS數(shù)據(jù)分析了1989—1997年中國家庭的收入流動(dòng)性,尹恒等(2006)測(cè)度了中國城鎮(zhèn)個(gè)人收入的流動(dòng)性,孫文凱等(2007)則測(cè)度了中國農(nóng)村的收入流動(dòng)性。他們的研究大都通過計(jì)算初期到末期的收入轉(zhuǎn)換矩陣,然后基于轉(zhuǎn)換矩陣計(jì)算衡量收入流動(dòng)性的4個(gè)指標(biāo),以揭示收入流動(dòng)的方向和流動(dòng)性大小。

雖然已有文獻(xiàn)基于不同角度測(cè)度了我國居民的收入流動(dòng)性,但尚未就制度變遷對(duì)收入流動(dòng)的沖擊進(jìn)行研究,也沒有基于收入流動(dòng)情況測(cè)度評(píng)價(jià)其對(duì)收入不平等產(chǎn)生的影響。本文的貢獻(xiàn)在于,把新勞動(dòng)法實(shí)施看作一次制度設(shè)計(jì)和制度變遷過程,通過7省微觀調(diào)查數(shù)據(jù),測(cè)度其對(duì)我國居民產(chǎn)生的工資收入流動(dòng)性,并基于有序Probit模型估計(jì)收入流動(dòng)的決定因素,最后檢驗(yàn)收入流動(dòng)的結(jié)果——收入不平等的變動(dòng)。

二、勞動(dòng)制度對(duì)工資收入決定機(jī)制的影響

本文數(shù)據(jù)來源于2008年8—12月山東大學(xué)(威海)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所在山東、浙江、江蘇、河北、河南、陜西和寧夏7個(gè)省份多個(gè)地區(qū)關(guān)于新勞動(dòng)法對(duì)制造業(yè)企業(yè)勞動(dòng)者的影響調(diào)查。問卷通過被采訪者回憶的辦法,得到2007年和2008年上半年的固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)。在剔除掉信息不全的樣本后,保留下來的樣本為1 714個(gè)。研究中用到的一個(gè)最重要的變量是居民收入,但本文僅限于工資收入,且使用相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減。為了測(cè)度新勞動(dòng)制度對(duì)工資收入機(jī)制的影響,以下將基于修正的明瑟方程,分別估計(jì)新勞動(dòng)法實(shí)施前后的工資收入方程,并進(jìn)行鄒至莊檢驗(yàn)。

(一)修正的明瑟方程

1974年,明瑟提出其著名的人力資本收入方程：

(1)式中,w是工資收入(盡可能地用小時(shí)工資),c是常量,S是接受教育的年限,E代表工資經(jīng)驗(yàn),e是干擾項(xiàng)。此后,大量的學(xué)者從該方程出發(fā),研究工資收入的決定。但大多數(shù)的研究在研究工資收入決定時(shí),都是在明瑟方程基礎(chǔ)上,根據(jù)自己的研究需要,對(duì)其進(jìn)行必要的修正。本文同樣對(duì)明瑟方程進(jìn)行修正,用下式表示：

修正的明瑟方程(2)中,i代表不同的個(gè)體,t =1,2分別表示勞動(dòng)制度更替前和后。Xi是包括年齡、工作經(jīng)驗(yàn)等時(shí)變變量在內(nèi)的向量。Zi是包括性別、教育等等非時(shí)變變量在內(nèi)的向量。β和θ是參數(shù)向量。

(二)明瑟方程估計(jì)及鄒至莊檢驗(yàn)

表1報(bào)告了新勞動(dòng)法實(shí)施前后的工資方程的系數(shù)估計(jì)值。2007年的估計(jì)方程為新勞動(dòng)法實(shí)施前的工資決定方程,2008年的估計(jì)方程則為新勞動(dòng)法實(shí)施后的工資決定方程。為了檢驗(yàn)2007年和2008年的工資決定方程的結(jié)構(gòu)差異,進(jìn)行鄒至莊檢驗(yàn)。鄒至莊檢驗(yàn)結(jié)果是：F(k,N_1+N_2-2＊k)=F(3,3324)=18.378,因此拒絕原假設(shè),接受備擇假設(shè)：2007年和2008年工資方程存在顯著的差異。

表1估計(jì)結(jié)果顯示,新勞動(dòng)法實(shí)施前后,工資對(duì)數(shù)均與年齡變量呈現(xiàn)“倒U”關(guān)系。受教育程度、工作經(jīng)驗(yàn)均與工資對(duì)數(shù)顯著正相關(guān)。而且,實(shí)施新勞動(dòng)法后,受教育程度的平均報(bào)酬率略有下降,大致下降了0.28%。值得關(guān)注的是健康因素對(duì)工資有顯著的、正的影響。而工作更換次數(shù)的多少總體上來說,對(duì)工資沒有顯著的影響。其他個(gè)體特性因素中,在控制其他變量后,男性比女性的工資要高,2007年平均高10.73%,2008年則平均高出10.57%。說明性別歧視確實(shí)存在,但實(shí)施新勞動(dòng)法后,略有改善。此外,婚姻狀況同樣對(duì)工資的決定也有顯著的影響,估計(jì)結(jié)果顯示,在其他條件相同的情況下,已婚者比未婚者工資要低,實(shí)施新勞動(dòng)法之前低9.71%,實(shí)施后則低8.87%。最后,同等條件下,本地戶口反而比異地戶口的工資水平還低。這大概與人力資本差異有關(guān)。有較高人力資本的勞動(dòng)者傾向于流動(dòng)到更發(fā)達(dá)的地區(qū),從而獲得更高的報(bào)酬率;而留下來的勞動(dòng)者可能人力資本稟賦較差,不得不在戶口所在地獲取較低的報(bào)酬率。

在企業(yè)特性因素在工資方程的決定中,企業(yè)的規(guī)模、企業(yè)的所有制性質(zhì)和企業(yè)的要素密集類型均對(duì)工資決定有顯著的影響。在其他條件相同的情況下,大型企業(yè)的工資比中小型企業(yè)的工資要高。實(shí)施新勞動(dòng)法之前,大型企業(yè)的勞動(dòng)者的工資平均比中小型企業(yè)高13.87%,實(shí)施新勞動(dòng)法后,中小企業(yè)有所好轉(zhuǎn),但仍然比大型企業(yè)低5.91%。勞動(dòng)密集型的企業(yè)勞動(dòng)者平均工資要比資本密集型企業(yè)低,而后者又比技術(shù)密集型企業(yè)要低。尤其令人感興趣的是勞動(dòng)密集型企業(yè),對(duì)新勞動(dòng)法的反應(yīng)應(yīng)該是最為敏感,長期來說,企業(yè)會(huì)用其他要素替代勞動(dòng)要素;但短期來說,只能接受提高后的勞動(dòng)要素價(jià)格,因此預(yù)期勞動(dòng)密集型企業(yè)的勞動(dòng)者在新的勞動(dòng)法實(shí)施后,狀況會(huì)有所好轉(zhuǎn)。而估計(jì)結(jié)果顯示,實(shí)施新勞動(dòng)法后,勞動(dòng)密集型與資本密集型的工資差距有所減小,較之前下降了4.36%。此外,當(dāng)控制其他變量時(shí),估計(jì)結(jié)果均顯示,國有企業(yè)的勞動(dòng)者能夠獲取比非國有企業(yè)更高的報(bào)酬率。

而在影響工資決定的區(qū)域因素中,在其他條件相同情況下,中部、西部的勞動(dòng)者比東部的勞動(dòng)者獲取的報(bào)酬率較低。在實(shí)施新勞動(dòng)法之前,中部比東部整體上要低28.37%,西部比東部整體上要低30.60%;實(shí)施后,中東部差距略有好轉(zhuǎn),縮小了0.72%,而西東部收入差距反而進(jìn)一步擴(kuò)大了。

表1 新勞動(dòng)法實(shí)施前后工資方程的OLS估計(jì)

由新勞動(dòng)法實(shí)施前后的工資方程估計(jì)可以看出,新勞動(dòng)法改變了各要素的回報(bào)率,從而整體上對(duì)工資決定有顯著的影響。在接下來的一部分,將分析新勞動(dòng)法對(duì)勞動(dòng)者相對(duì)收入變動(dòng)即收入流動(dòng)的影響。

三、勞動(dòng)制度對(duì)收入流動(dòng)性的影響

(一)收入流動(dòng)指標(biāo)

對(duì)于總體和不同群體的收入流動(dòng)的測(cè)度,本文采用被廣泛接受的轉(zhuǎn)換矩陣及基于其計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量。轉(zhuǎn)換矩陣只是對(duì)流動(dòng)性的一個(gè)大致描述,它并不能直觀反映出流動(dòng)的程度,為此還必須基于轉(zhuǎn)換矩陣計(jì)算相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量,這樣的統(tǒng)計(jì)量通常有4個(gè)：平均移動(dòng)率、慣性率、亞慣性率和開方指數(shù)。

本文將建立收入流動(dòng)的五階矩陣,然后基于矩陣計(jì)算測(cè)度收入流動(dòng)性的上述4個(gè)指標(biāo)。充分流動(dòng)的五階矩陣的4個(gè)統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值分別為1.60、0.20、0.52和0,因此以充分流動(dòng)的轉(zhuǎn)換矩陣作為基準(zhǔn),可以比較不同轉(zhuǎn)換矩陣的相對(duì)流動(dòng)性。平均移動(dòng)率越大,表明收入流動(dòng)性越大,反之越小;慣性率、亞慣性率和開方指數(shù)越小,表明流動(dòng)性越大。

(二)收入轉(zhuǎn)換矩陣與收入流動(dòng)指標(biāo)計(jì)算

1.收入轉(zhuǎn)換矩陣的計(jì)算

首先按照轉(zhuǎn)換矩陣介紹的方法,建立總體樣本的收入流動(dòng)轉(zhuǎn)換矩陣(見表2)?？紤]到樣本不是很大以及由此帶來的分布的非均等性,本文不采用等分法劃分組別,而是采用五階聚類的方法進(jìn)行分組。

表2 2007—2008年樣本總體的收入轉(zhuǎn)換矩陣

從總樣本的收入轉(zhuǎn)換矩陣可以看出,在2007年工資處于第一組,一年后仍處于第一組的有88.13%,而8.73%、2.62%則分別上升到第二、三組。這說明處于第一組的共有11.87%的勞動(dòng)者工資收入受到新勞動(dòng)法的影響。而2007年處于最高收入組的,一年后下降到第四組的有15.6%,下降到第三組的有7.45%。其他各組沒有受到新勞動(dòng)法的影響,依舊維持在原位置的分別為75.04%、62.7%和76.95%。

2.收入流動(dòng)指標(biāo)的計(jì)算

表2中的統(tǒng)計(jì)資料是總體的收入轉(zhuǎn)換矩陣,基于總體的轉(zhuǎn)換矩陣可以計(jì)算出相應(yīng)的收入流動(dòng)指標(biāo)(見表3)。但不同的群體之間的收入流動(dòng)性也存在差異。為此,我們將分別按人口特征因素(性別、受教育年限、年齡、婚姻狀況和戶口)、企業(yè)特征因素(所有制類型、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)區(qū)域和企業(yè)要素集中度)進(jìn)行分組并計(jì)算各個(gè)群組之間的轉(zhuǎn)換矩陣(略)。然后基于各組的轉(zhuǎn)換矩陣計(jì)算出相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量,具體見表3。

表3 不同群體的收入流動(dòng)指標(biāo)

從表3可以看出,不同人群之間的收入流動(dòng)還是有差異的。從人口特征來說,女性的收入平均移動(dòng)率比男性平均移動(dòng)率大,其他3個(gè)指標(biāo)也表明女性收入的流動(dòng)性高于男性的收入流動(dòng)性。說明新的勞動(dòng)制度安排下,性別歧視有所減小。人口特征中低學(xué)歷的收入流動(dòng)性要高于較高學(xué)歷的勞動(dòng)者個(gè)體,其中初中學(xué)歷以下流動(dòng)性最大,本科學(xué)歷流動(dòng)性最小。高學(xué)歷的勞動(dòng)者由于勞動(dòng)要素稟賦好于低學(xué)歷的勞動(dòng)者,所以較少受政策的影響,而低學(xué)歷收入低、不穩(wěn)定,正是新勞動(dòng)制度旨在改善其處境的對(duì)象。人口特征中,青年的收入平均移動(dòng)率為0.4372,要顯著高于中年人的0.3349,其他幾個(gè)指標(biāo)也表明青年要比中年人的收入流動(dòng)性高。

從企業(yè)特征來說,不同所有制、不同規(guī)模、不同區(qū)域和不同要素密集度的企業(yè)的勞動(dòng)者收入流動(dòng)性也是有差異的。表3統(tǒng)計(jì)顯示,在不同所有制企業(yè)的個(gè)體收入流動(dòng)性指標(biāo)中,國有企業(yè)的平均移動(dòng)率為0.3384,非國有企業(yè)則為0.8625,其他幾個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)也均表明非國有企業(yè)的勞動(dòng)者的收入流動(dòng)性要高。國有企業(yè)勞動(dòng)制度比較規(guī)范,受新勞動(dòng)制度的影響不大,而非國有企業(yè)所受影響較大,因此非國有企業(yè)的勞動(dòng)者的收入流動(dòng)性要高一些。不同要素密集度企業(yè)的勞動(dòng)者的收入流動(dòng)性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,勞動(dòng)要素密集企業(yè)勞動(dòng)者的收入平均移動(dòng)率最高,為0.5026,資本密集和技術(shù)密集分別為0.3684和0.4293。因?yàn)樵谛碌膭趧?dòng)制度下,勞動(dòng)要素成本必然上升,勞動(dòng)價(jià)格的上升會(huì)引起資本或技術(shù)對(duì)勞動(dòng)要素的替代。但不同要素密集度的企業(yè)要素之間替代的程度是不同的,尤其是對(duì)于勞動(dòng)要素密集的企業(yè),用資本或技術(shù)替代勞動(dòng)要素的空間并不大,因此受新勞動(dòng)法的影響最大。

在企業(yè)特征的其他因素中,不同區(qū)域企業(yè)的勞動(dòng)者收入流動(dòng)性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)顯示,東部、中部和西部收入的平均移動(dòng)率是依次遞增的,其他3個(gè)指標(biāo)遵循同樣的規(guī)律。由此看出,東部企業(yè)的勞動(dòng)者的收入流動(dòng)性最低,西部最高,中部則介于二者之間。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá),實(shí)施新勞動(dòng)法之前,勞動(dòng)力供給開始出現(xiàn)拐點(diǎn),已經(jīng)出現(xiàn)對(duì)勞動(dòng)力需求進(jìn)行競爭的現(xiàn)象,這會(huì)促使企業(yè)遵守勞動(dòng)法。而中、西部則不然,由于勞動(dòng)力比較充足,還遠(yuǎn)沒有到達(dá)勞動(dòng)力供給的拐點(diǎn),勞動(dòng)者必然會(huì)對(duì)企業(yè)所提供的職位進(jìn)行競爭,這會(huì)加劇企業(yè)逃避勞動(dòng)法的規(guī)制。而實(shí)施新勞動(dòng)法后,中西部不太規(guī)范的企業(yè)在新勞動(dòng)法的約束下,使勞動(dòng)者得到相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)收益,從而有利于收入流動(dòng)性的提高,而東部企業(yè)的勞動(dòng)者的流動(dòng)性則提高不了多少。

(三)收入流動(dòng)性結(jié)構(gòu)分析

上面給出了總體樣本和不同群組的收入流動(dòng)情況。此外,以下幾個(gè)問題值得關(guān)注：在勞動(dòng)制度更替過程中,哪些群體表現(xiàn)出向上流動(dòng)勢(shì)頭?哪些群體表現(xiàn)出向下流動(dòng)趨勢(shì)?又有哪些群體比較穩(wěn)定,沒有受到新勞動(dòng)制度的影響?為此,本部分將對(duì)收入流動(dòng)性進(jìn)行結(jié)構(gòu)分析。

表4匯總了總體及各個(gè)分組群體的收入流動(dòng)結(jié)構(gòu),不僅給出了勞動(dòng)制度變遷前(此后稱期初)和勞動(dòng)制度變遷后(此后稱期末)的不同分組群體處于低收入組和高收入組的比例,還給出了在每個(gè)分組中相對(duì)收入位置維持、上升和下降的比例?？傮w上,期初和期末排在低收入組和高收入組的比例均為10%。從總體樣本的相對(duì)位置變動(dòng)情況看,有76.37%的勞動(dòng)者維持在原來位置上,有13.48%的比例上升到較高位置,有10.15%的比例下降到較低的位置。從總體樣本的相對(duì)位置變動(dòng)看,大部分勞動(dòng)者沒有受到新勞動(dòng)制度的影響,但與此同時(shí),由于向上流動(dòng)的比例高于向下流動(dòng)的比例,最終使總體樣本收入的不平等指數(shù)很有可能會(huì)下降。

首先分析人口特征分組的收入流動(dòng)結(jié)構(gòu)變動(dòng)情況。從性別上看,期初處于最低收入層次的女性所占比例要高于男性12.91%,受新勞動(dòng)制度的影響,期末女性和男性處于最低收入組的比例都有所下降,盡管如此女性處于最低收入組的比例還是明顯高于男性的比例。至于最高收入組,正好相反。統(tǒng)計(jì)顯示,男性維持在原位置的比例要高于女性,而且女性出現(xiàn)“雙高現(xiàn)象”,即相對(duì)于男性,一部分女性勞動(dòng)者表現(xiàn)出顯著的、更高比例的上升勢(shì)頭,還有一部分女性勞動(dòng)者則表現(xiàn)出顯著的、更高比例的下降勢(shì)頭。可見,盡管新勞動(dòng)制度使女性的境況有所改善,但相對(duì)于男性,還是處于不利的位置。從受教育程度看,受新勞動(dòng)制度的安排,低學(xué)歷向上流動(dòng)的比例和向下流動(dòng)的比例都比較高,但向上流動(dòng)的比例要高于向下流動(dòng)比例,這說明部分低學(xué)歷的勞動(dòng)者境況得到改善。至于其他人口特性分組的收入流動(dòng)結(jié)構(gòu)分析,受篇幅所限,不再贅述。

表4 不同群體的收入流動(dòng)結(jié)構(gòu)分析(%)

其次分析企業(yè)特征分組的收入流動(dòng)結(jié)構(gòu)。從企業(yè)所有制分組看,國有企業(yè)維持在原位置的比例要高于非國有企業(yè),非國有企業(yè)的勞動(dòng)者表現(xiàn)出顯著的、向上流動(dòng)的勢(shì)頭,而國有企業(yè)的勞動(dòng)者則表現(xiàn)出顯著的、向下流動(dòng)的趨勢(shì)。從企業(yè)所處區(qū)域分組的收入流動(dòng)結(jié)構(gòu)看,在低收入組的構(gòu)成比例中,從東部到西部,依次遞增;高收入組中,從東部往西部,依次遞減。而在收入相對(duì)位置的變動(dòng)中,東部、中部和西部維持在原來位置的比例逐次遞減;向上流動(dòng)的比例中,東部、中部和西部依次遞減;向下流動(dòng)的比例中,東部、中部和西部依次遞增。

最后再從要素的密集度分組看。勞動(dòng)密集型企業(yè)維持原位置不變的比例最低,資本密集型企業(yè)維持原位置不變的比例最高,技術(shù)密集型企業(yè)維持原位置不變的比例介于二者之間;勞動(dòng)密集型企業(yè)的勞動(dòng)者向上流動(dòng)的比例最大,資本密集型企業(yè)的勞動(dòng)者向上流動(dòng)的比例最低,技術(shù)密集型企業(yè)向上流動(dòng)的比例介于二者之間;資本密集型企業(yè)向下流動(dòng)的比例最大,技術(shù)密集型企業(yè)向下流動(dòng)的比例最小,而勞動(dòng)密集型企業(yè)向下流動(dòng)的比例則介于二者之間。可見,勞動(dòng)密集型企業(yè)受新勞動(dòng)制度的影響最大,盡管有所改善,但相對(duì)其他兩種類型的企業(yè),還是處于相對(duì)不利的境況。

由上述分析可以看出,在人口特征分組中,女性、低學(xué)歷、中年、已婚和異地戶口的人群表現(xiàn)出比其對(duì)應(yīng)組更高向上流動(dòng)的勢(shì)頭;女性、低學(xué)歷、中年、未婚和本地戶口則比其對(duì)應(yīng)組表現(xiàn)出更高的向下流動(dòng)的趨勢(shì)。其中,女性、低學(xué)歷和中年群體呈現(xiàn)向上流動(dòng)和向下流動(dòng)的“雙高現(xiàn)象”,值得引起特別的關(guān)注。而在企業(yè)特征分組中,非國有、中小型、東部地區(qū)和勞動(dòng)要素密集型企業(yè)表現(xiàn)出比其對(duì)應(yīng)組更高向上流動(dòng)的勢(shì)頭;國有、大型、中西部地區(qū)和資本密集型企業(yè)則表現(xiàn)出更高的向下流動(dòng)的趨勢(shì)。

四、收入流動(dòng)決定因素——基于有序Probit模型估計(jì)

受勞動(dòng)制度變遷的影響,處于不同收入層次的勞動(dòng)者會(huì)發(fā)生收入流動(dòng)。對(duì)于低收入層次個(gè)體而言,假定1=維持,2=上升;對(duì)于高收入層次的個(gè)體而言,1=下降,2=維持;對(duì)于中低、中等和中高個(gè)體而言,1=下降,2=維持,3=上升。針對(duì)此類變量可以采用有序Probit模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì),具體的估計(jì)結(jié)果見表5。

表5顯示,在低收入組中,大專、本科以上和分位上方三個(gè)因素分別在10%、10%和5%顯著水平上顯著。此結(jié)果顯示,即使同在低收入組,高學(xué)歷的勞動(dòng)者要比低學(xué)歷的勞動(dòng)者收入高。此外,位于低收入組的上方位置對(duì)于收入流動(dòng)也有顯著的影響。為進(jìn)一步研究這三個(gè)因素影響收入流動(dòng)之程度,將分別計(jì)算其對(duì)收入流動(dòng)之邊際影響。因?yàn)槠?邊際影響統(tǒng)計(jì)表略去。大專變量的邊際影響顯示,在其他條件不變的情況下,大專變量由0變?yōu)?,則收入向上流動(dòng)的概率上升20.41%。本科以上變量的邊際影響顯示,在其他條件不變的情況下,本科以上變量由0變?yōu)?,則收入向上流動(dòng)的概率上升44.80%。由此可以看出,高學(xué)歷的勞動(dòng)者盡管由于某種原因處于低收入組,但在新的勞動(dòng)制度下,向上流動(dòng)的可能性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于低學(xué)歷的勞動(dòng)者。處于低收入組上方的邊際影響顯示,在其他條件不變的情況下,上方變量由0變?yōu)?,則收入位置向上流動(dòng)的概率上升17.77%。這表明,盡管同屬于低收入組,但處于上方位置的群體向上流動(dòng)的可能性大。

表5 收入流動(dòng)的決定因素：有序Probit模型結(jié)果

在中低收入組中,中部地區(qū)、西部地區(qū)、勞動(dòng)密集型和分位下方4個(gè)變量顯著。此結(jié)果顯示,對(duì)于中低收入群體而言,區(qū)域差異、勞動(dòng)密集型以及在中低收入組的下方位置顯著影響中低收入群體的收入流動(dòng)。尤其值得注意的是,對(duì)處于中低收入組的下方群體,相對(duì)于處于中間位置的中低收入群體而言,維持在原位置的概率高22.25%,向下流動(dòng)的概率高1.85%,向上流動(dòng)的概率低24.11%。這說明處于中低收入組的下方位置的群體有更大可能性向下流動(dòng),有更小的機(jī)會(huì)向上流動(dòng)。影響中等收入組流動(dòng)因素中,性別、受教育程度、戶口、工作經(jīng)驗(yàn)、健康狀況、區(qū)域因素、要素密集度因素以及在中等收入組的位置對(duì)收入流動(dòng)的影響顯著。和中低收入組類似,處于中等收入組上方的邊際影響顯示,在其他條件不變的情況下,分位上方變量由0變?yōu)?,則收入維持在原位置的概率上升2.06%,而收入向下流動(dòng)的概率下降4.86%,收入位置向上流動(dòng)的概率上升2.80%。這說明,盡管同屬于中等收入組,但處于上方位置的群體將有更大機(jī)會(huì)維持甚至向更高收入組流動(dòng),處于下方位置的群體則隨時(shí)可能跌落到中低或低收入組。

影響中高收入組流動(dòng)因素中,性別、戶口、區(qū)域因素和在中高收入組的位置對(duì)收入流動(dòng)的影響顯著。處于中高收入組上方的邊際影響顯示,在其他條件不變的情況下,分位上方變量由0變?yōu)?,則收入維持在原位置的概率上升1.74%,而收入向下流動(dòng)的概率下降15.06%,收入位置向上流動(dòng)的概率上升13.33%。這表明,盡管同屬于中高收入組,但處于上方位置的群體將有更大機(jī)會(huì)維持甚至向高收入組流動(dòng),處于下方位置的群體則隨時(shí)可能跌落到較低收入組。高收入組中,大專、戶口、工作更換和在高收入組的位置對(duì)收入流動(dòng)的影響顯著。處于高收入組上方的邊際影響顯示,在其他條件不變的情況下,分位上方變量由0變?yōu)?,則收入維持在原位置的概率上升28.45%。這表明,盡管同屬于高收入組,但處于上方位置的群體將有更大機(jī)會(huì)維持在高收入組,處于下方位置的群體則隨時(shí)有可能跌落到較低收入組。

由各分組收入流動(dòng)因素決定發(fā)現(xiàn),盡管影響各組流動(dòng)的因素是有差異的,但勞動(dòng)者處于各組的相對(duì)位置對(duì)其流動(dòng)均有顯著的影響：相對(duì)處于各收入組中間位置的勞動(dòng)者,處于各收入組上方位置勞動(dòng)者向上流動(dòng)的可能性更大,而處于收入組下方位置的勞動(dòng)者則有向下流動(dòng)的趨勢(shì)。

五、收入流動(dòng)對(duì)收入不平等的影響

從上述分析可以看出,新勞動(dòng)法作為一項(xiàng)新的勞動(dòng)制度,其實(shí)施不僅對(duì)工資決定機(jī)制產(chǎn)生影響,而且對(duì)勞動(dòng)者相對(duì)收入位置產(chǎn)生影響,即產(chǎn)生了收入流動(dòng)性。而收入流動(dòng)分析發(fā)現(xiàn),不同群組的工資收入發(fā)生了不同程度和不同方向的流動(dòng),最終收入流動(dòng)會(huì)改變收入不平等狀況。為了檢驗(yàn)新勞動(dòng)法最終對(duì)收入不平等的影響并測(cè)度每一種因素對(duì)收入不平等的影響,本部分將基于基尼系數(shù)和方差測(cè)度收入不平等的變動(dòng),并基于Firpo, Fortin&Lemieux(簡稱FFL,2007)的復(fù)回中心映射函數(shù)對(duì)新勞動(dòng)法實(shí)施前后的基尼系數(shù)和方差進(jìn)行了分解?；嵯禂?shù)和方差計(jì)算的是工資收入對(duì)數(shù)的基尼系數(shù)和方差,計(jì)算和分解結(jié)果見表6。

由表6可以看出,實(shí)施新勞動(dòng)法前的基尼系數(shù)和方差分別為0.2765和0.2370;實(shí)施后,分別下降到0.2669和0.2166。由此可見,受新勞動(dòng)法實(shí)施的影響,就調(diào)查的在職勞動(dòng)者統(tǒng)計(jì)情況看,收入不平等情況有所好轉(zhuǎn)。這與前面的收入流動(dòng)結(jié)果得到的結(jié)論是一致的。

由基尼系數(shù)分解結(jié)果看,在實(shí)施新勞動(dòng)法之前,年齡、年齡的平方、男性、受教育程度、更換工作次數(shù)、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)的要素密集度和中部地區(qū)對(duì)基尼系數(shù)有顯著的影響。其中年齡前的系數(shù)為-0.0013,表明年齡平均每增長一歲,基尼系數(shù)會(huì)下降0.13%。性別如果是男性,基尼系數(shù)更可能下降,下降的可能性要比女性大0.31%。受教育程度的提高,在目前的情況下,會(huì)提高基尼系數(shù),受教育程度每提高一年,基尼系數(shù)會(huì)上升0.1%。這說明由于勞動(dòng)力市場(chǎng)分割,教育的回報(bào)率是有差異的,而且受教育程度的提高,反而使差異更大,最終造成受教育程度與基尼系數(shù)的正相關(guān)。令人感興趣的是,工作更換次數(shù)可以降低基尼系數(shù),由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出,工作更換頻率每增加一次,基尼系數(shù)會(huì)下降0.11%。

表6 基尼系數(shù)與方差的分解

在影響基尼系數(shù)的企業(yè)特性因素中,企業(yè)的規(guī)模和要素密集度均對(duì)基尼系數(shù)有顯著的影響。其中,大型企業(yè)比中小型企業(yè)更有可能提高基尼系數(shù),而且提高的可能性要高出0.43%。而勞動(dòng)密集型和技術(shù)密集型相對(duì)資本密集型,使基尼系數(shù)下降的概率更大。區(qū)域因素中,如果企業(yè)所處區(qū)域?yàn)橹胁?則相對(duì)東部,使基尼系數(shù)下降的機(jī)會(huì)會(huì)更大。實(shí)施新勞動(dòng)法后,基尼系數(shù)整體上是下降的。對(duì)比2007年基尼系數(shù)的影響因素,由2008年的基尼系數(shù)因素估計(jì)可以看出,年齡和年齡平方對(duì)基尼系數(shù)的影響不再顯著,企業(yè)的所有制性質(zhì)反而非常顯著。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,如果企業(yè)是國有,則會(huì)比非國有企業(yè)使基尼系數(shù)下降的概率高出0.41%。原因是實(shí)施新勞動(dòng)法后,原來不太遵守勞動(dòng)法的非國有部門,在新的勞動(dòng)法下,不得不給予勞動(dòng)者相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償。這樣,相同的勞動(dòng)要素稟賦,在新的勞動(dòng)法下,回報(bào)率更加趨向公平,更加趨向同工同酬,因此收入分配會(huì)更加合理、公平。但國有企業(yè)就不同了,執(zhí)行勞動(dòng)法本來就比較規(guī)范,或者即使不規(guī)范,比如加班沒有加班費(fèi),也會(huì)通過其他途經(jīng)給予經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償。由前面分析可知,國有部門本來就有一定的工資優(yōu)勢(shì),實(shí)施新勞動(dòng)法后,這種優(yōu)勢(shì)有縮小的趨勢(shì),相反非國有部門則有較大的變化,因此,如果被調(diào)查的勞動(dòng)者所在企業(yè)屬于國有企業(yè),則相對(duì)非國有企業(yè)的勞動(dòng)者,更有利于收入不平等程度的降低。其他影響因素與2007年符號(hào)相同,但影響程度有差異。而對(duì)比新勞動(dòng)法實(shí)施前后的基尼系數(shù)及其影響因素,可以看出,2008年的受教育程度一項(xiàng)對(duì)基尼系數(shù)的影響雖然還是為正,但影響程度下降。類似的還有區(qū)域因素。其他的因素中,在控制其他變量后,企業(yè)規(guī)模、要素密集度變量,相對(duì)2007年而言,反而會(huì)使2008年的基尼系數(shù)有上升的趨勢(shì),但由于下降的趨勢(shì)大于上升的趨勢(shì),最終2008年的基尼系數(shù)還是下降了。至于方差的分解結(jié)果和基尼系數(shù)類似。

六、基本結(jié)論

本文根據(jù)新勞動(dòng)法實(shí)施后的7省調(diào)查數(shù)據(jù),利用修正的明瑟方程OLS估計(jì)和鄒至莊檢驗(yàn),考察新勞動(dòng)法對(duì)工資決定機(jī)制和收入流動(dòng)的影響,研究發(fā)現(xiàn)：新勞動(dòng)法改變了各要素的回報(bào)率,從而整體上對(duì)工資決定有顯著、正的影響。在收入流動(dòng)分析方面獲得了一些有意義的結(jié)果：其一,不同群體之間的收入流動(dòng)存在顯著差異。從人口特征來說,女性、低學(xué)歷、青年、已婚和本地戶口要比對(duì)應(yīng)其他群體的流動(dòng)性高。從企業(yè)特征來說,不同所有制、不同規(guī)模、不同區(qū)域和不同要素密集度的企業(yè)的勞動(dòng)者收入流動(dòng)性也是有差異的。非國有企業(yè)、中小型、西部區(qū)域和勞動(dòng)密集型行業(yè)比與之對(duì)應(yīng)的其他群體收入流動(dòng)性更高。其二,在人口特征分組中,女性、低學(xué)歷、中年、已婚和異地戶口的人群表現(xiàn)出比其對(duì)應(yīng)分組更高向上流動(dòng)的勢(shì)頭。其中,女性、低學(xué)歷和中年群體呈現(xiàn)向上流動(dòng)和向下流動(dòng)的“雙高現(xiàn)象”,值得引起特別的關(guān)注。而在企業(yè)特征分組中,非國有企業(yè)、中小型、東部地區(qū)和勞動(dòng)要素密集型企業(yè)表現(xiàn)出比其對(duì)應(yīng)分組更高向上流動(dòng)的勢(shì)頭。其三,各分組收入流動(dòng)因素決定的有序Probit模型估計(jì)顯示,盡管影響各組流動(dòng)的因素是有差異的,但勞動(dòng)者處于各組的相對(duì)位置對(duì)其流動(dòng)均有顯著的影響：相對(duì)處于各收入組中間位置的勞動(dòng)者,處于各收入組上方位置勞動(dòng)者向上流動(dòng)的可能性更大,而處于收入組下方位置的勞動(dòng)者則有向下流動(dòng)的趨勢(shì)。

通過計(jì)算新勞動(dòng)法實(shí)施前后的收入不平等指數(shù),可以看出,單就調(diào)查樣本看,收入不平等程度有所降低。這與收入流動(dòng)分析中得到的結(jié)論是一致的。收入流動(dòng)性大小從根本上依賴于機(jī)會(huì)平等的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境。顯然,新勞動(dòng)法的頒布和實(shí)施,對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的完善和公平交易起到了積極的作用。

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【責(zé)任編輯：許玉蘭;責(zé)任校對(duì)：許玉蘭,楊海文】

F046.4

A

1000-9639(2010)06-0192-10

2010—06—10

教育部人文社科規(guī)劃課題“企業(yè)隱性人力資本的形成與作用機(jī)理研究”(07JA790101)

劉 文(1964—),女,回族,山東泗水人,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,山東大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所教授(威海264209);

王 杰(1974—),男,河北石家莊人,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,山東大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所講師(威海264209)。