【正文】 具有優(yōu)勢。它們的教育背景要求很高，需要扎實的專業(yè)知識，大多數(shù)從業(yè)者具有大學以上的學歷。在這八年中，知識水平要求較高的信息業(yè)和金融業(yè)的平均工資有近4000元的大幅度上升，且每年都高于全市的平均工資；包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的第一產(chǎn)業(yè)和技能要求不高的餐飲服務業(yè)的平均工資才上升1000元，而且每年都低于全市的平均工資。 四、工資與物價水平的關系人們把一定比例的收入用在購買生活必需品和各種其他可變的商品和服務上，消費行為的變化會引起物價水平的波動。工資水平的提高可以通過改變居民的消費需求來影響物價水平，這是從需求拉動通貨膨脹的角度來闡述的，我們知道通貨膨脹還有一個原因是成本推動，同樣，工資性成本的上升也會推動物價的上漲。 工資水平的不斷提高會給物價水平的變動帶來壓力，同樣物價水平的不斷攀升也會給工資的增長帶來壓力，因為物價的上漲不是全都來源于工資的增加，造成物價水平變動的因素有很多。物價的上漲使得工資的購買力水平相對下降，如果工資的增加速度比不上物價水平的上漲，人們的實際工資水平便會降低，影響人們的消費能力和經(jīng)濟發(fā)展，所以理論上物價水平的變動會對工資水平的變動造成影響，并且名義工資水平的提高應快于物價水平的提高，因為長期中實際工資也在不斷地增加。五、工資水平與經(jīng)濟增長的關系索洛模型告訴我們長期經(jīng)濟的增長由資本存量的增長、勞動力的增長，以及技術進步相互作用決定的，但短期中經(jīng)濟發(fā)展存在繁榮、衰退、蕭條、復蘇的周期性波動[15]。但是得出這個結論的前提是：這個地區(qū)的就業(yè)制度和工資制度健全，市場化程度高，這樣工資調整才能及時地對經(jīng)濟增長波動做出反映。 圖四是上海市工資占GDP比重和GDP環(huán)比增長變動趨勢圖，twp表示的是工資占GDP的比重，hztgdp表示GDP的環(huán)比增長速度。整體上來看，工資占GDP的比重隨經(jīng)濟的增長時而呈現(xiàn)正向調整時而呈現(xiàn)逆向調整，特別是當經(jīng)濟進入衰退時期（除了1993年——1998年期間，工資占GDP的比重隨之減少），工資占GDP的比重不會做出明顯的正向調整。在以上分析過程中還有一個明顯的問題：工資水平的是否存在粘性。這些事實都說明上海市的市場化程度較高，至少比全國其他省份占優(yōu)。有了這些分析的基礎，在以下的協(xié)整分析中筆者一方面想驗證1978——2006年期間上海市工資水平的變動與這三個宏觀變量是否存在長期穩(wěn)定關系，三個宏觀變量對工資變動的影響是否顯著，另一方面想驗證上海市工資水平的變動對這三個宏觀因素的反應是否滯后。另一個變量為人均GDP的變動，用lnavgdp表示，選擇人均GDP的變動作為經(jīng)濟增長的衡量標準是考慮到本文的被解釋變量是取工資的平均值，剔除了人口變動的影響，所以GDP也取了人均值，況且人均GDP比起GDP總量能更好地反映出經(jīng)濟的增長。由于變量的性質不同，本文用迪基—富勒（DF—GLS）和增項的迪基—富勒（ADF）方法對四個變量進行單位根檢驗，這兩種檢驗方法采用較高階的自回歸，可以捕捉到變量更多的序列相關，滯后長度可以用SIC或AIC信息準則進行估計，筆者選取的是SIC信息準則，而且四個變量的單位根檢驗回歸方程中都包含了截距項，運行Eviews5結果如下：原序列ADF或DF—GLS統(tǒng)計量5%的臨界值一階差分序列ADF或DF—GLS統(tǒng)計量5%的臨界值lnavwdlnavwlnavgdpdlnavgdplncpihdlncpihmsdms注：（1）滯后期根據(jù)SIC信息準則自動選擇（2）根據(jù)McKinnon（1996）的臨界值判斷單位根檢驗表明lnavw、lnavgdp、lncpih、ms都是一階單位根過程，它們的ADF或DF—GLS統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下無法拒絕零假設，它們的一階差分序列在5%的顯著性水平下可以拒絕零假設，說明是平穩(wěn)的，具備做協(xié)整分析的可能性。鑒于靜態(tài)回歸小樣本下會有偏差，基于OLS的檢驗是無效的，所以實踐中需要一種更好的方法來估計，這就是動態(tài)回歸，因為滯后項的添加消除了殘差的自相關，它能更好的描述DGP，靜態(tài)回歸的兩大問題都可以解決，這也是兩種方法的最大區(qū)別[17]。接著我們建立它們的誤差修正模型，誤差修正項的加入可以剔除由隨機性趨勢項引起的問題，使得回歸分析更加準確，模型設定為：回歸得到：（五）結果分析：在協(xié)整檢驗過程中，我們得到lnavw、lnavgdp、lncpih、ms之間存在一個協(xié)整關系：從這個關系式中我們可以看到這四個變量之間存在長期穩(wěn)定關系，t值在1%的水平下是顯著有效的，說明協(xié)整關系對平均工資變動的速度起到正向修正的作用，當平均工資變動的速度低于長期均衡約束時，誤差修正作用增加當期平均工資，保證平均工資變動不會偏離長期均衡，DLNAVGDP(1)、DLNCPIH(1)、DMS(2)系數(shù)的t值在1%的水平下是顯著有效的，DLNCPIH(2) 系數(shù)的t值在10%的水平下是顯著有效的。同樣我們可以發(fā)現(xiàn)回歸中l(wèi)ncpih、ms的滯后項都是顯著的，前幾期的教育水平、物價水平、經(jīng)濟增長波動都會引起當期工資水平的變動，說明工資調整具有粘性，不能迅速對外界條件的變化作出反應。本文特色是運用了大量的現(xiàn)實數(shù)據(jù)，并設計協(xié)整分析模型來證明筆者的觀點，實證分析說服力較強。Summer 1999,31（3）:1219.[8]Augustin Kwasi Fosu,Md. Shamsul Huq. Price inflation and wage inflation A causeeffect relationship? [J]. Economics Letters, 1988, 27（1）:3540.[9]劉麗,任保平．工資、物價和經(jīng)濟增長的內(nèi)在關系——來自中國數(shù)據(jù)的實證檢驗[J]．社會科學研究，2008，(1)：72—76.[10]曾湘泉．經(jīng)濟增長過程中的工資機制——對中國工資問題的宏觀動態(tài)考察[M]．北京：中國人民大學出版社，1989.[11]寧光杰．中國市場化進程中的工資形成機制——來自各省面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]．財經(jīng)研究，2007，33(2)：119—131. [12]康士勇．工資理論與工資管理[M]．北京：中國勞動社會保障出版社，2006．[13]李秉濬．馬克思經(jīng)濟學[M]．北京：中國財政經(jīng)濟出版社，2001.[14]平狄克，魯賓菲爾德．微觀經(jīng)濟學[M]．北京：中國人民大學出版社，2004．[15]N斯托克,馬克協(xié)整檢驗源數(shù)據(jù)yearavwavgdpcpihms1978 24979131979 25687221980 27375471981 28134291982 28774531983 29634361984 32594081985 38553961986 40083921987 43963861988 51623621989 54873611990 61073761991 69543981992 86501104251993 117584451994 153525041995 192255561996 227005841997 263525701998 291041005651999 319795842000 362176022001 393401006052002 431435922003 500325622004 599286122005 675651015662006 75990520注：avw表示年平均工資；avgdp表示年人均生產(chǎn)總值；cpih表示居民消費物價指數(shù)（以上一年為100）；ms表示每萬人中擁有中學學歷的人數(shù)