【文章內(nèi)容簡介】 平，企業(yè)難以在金融市場上籌集資金，加上產(chǎn)品需求沒有預(yù)期的旺盛，不能消化所有的存貨，企業(yè)對未來的經(jīng)濟增長普遍看低，停止購買新的固定資產(chǎn)，解雇工人或縮短工作時間，勞動數(shù)量的減少和勞動強度的減弱必然引起工資總額水平的下降，經(jīng)濟從繁榮走向衰退。從以上的分析我們可以得出這樣一個結(jié)論：工資水平的變動隨經(jīng)濟增長波動呈正向調(diào)整。但是得出這個結(jié)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(diào)整才能及時地對經(jīng)濟增長波動做出反映。衡量市場化程度的工資調(diào)整速度可分為彈性、剛性和粘性這三種不同的狀態(tài)。如果勞動力市場是理想化的完全競爭市場，工資能對勞動力市場供需變動迅速作出反應(yīng)，使工資一直保持在出清水平，則稱為彈性工資，在這種情況下，工資水平隨經(jīng)濟增長波動就會明顯地呈現(xiàn)出正向調(diào)整；如果工資不能調(diào)整到勞動供給等于需求狀態(tài)，則稱為剛性工資；粘性工資是介于兩者之間，工資對供需狀況會做出調(diào)整，但調(diào)整的速度明顯滯后，主要是信息不對稱和制度問題造成的。那么上海市工資水平變動是否存在粘性？圖4上海市1978——2006年期間工資占GDP比重和GDP的環(huán)比增長變動資料來源：根據(jù)《上海統(tǒng)計年鑒2007》整理繪制。 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。如果工資調(diào)整存在粘性，當經(jīng)濟中的產(chǎn)出增加時，工資不能隨之增加，工資占GDP的份額就會相對減少；當經(jīng)濟中的產(chǎn)出減少時，工資不能隨之減少，工資占GDP的份額就會相對增加，這樣工資變動不能迅速對經(jīng)濟增長過程中的波動作出反應(yīng)，在同一時期工資水平不會呈現(xiàn)出正向調(diào)整。所以工資占GDP比重隨經(jīng)濟增長波動的變化可以反映出工資調(diào)整的粘性。從圖中可以發(fā)現(xiàn)：在改革開放初期，工資占GDP的比重隨經(jīng)濟增長出現(xiàn)過幾年的正向調(diào)整，但隨后幾年，工資占GDP的比重沒有對經(jīng)濟的衰退做出正向調(diào)整，還是在緩慢地上升，直到1993年，工資占GDP的比重又開始出現(xiàn)正向調(diào)整，從1998年開始至今，工資占GDP的比重都是逆向調(diào)整。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(diào)整時而呈現(xiàn)逆向調(diào)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(diào)整。初步推定工資水平調(diào)整存在一定的粘性，對經(jīng)濟增長波動的反映遲緩。六、工資水平與各宏觀變量協(xié)整關(guān)系的實證檢驗（一）理論框架：以上三個章節(jié)分別從教育水平、物價水平、經(jīng)濟增長三個方面闡述了工資與各宏觀變量的相關(guān)關(guān)系，分析表明教育水平、物價水平、經(jīng)濟增長都會對工資增長產(chǎn)生影響。教育水平的提高增加了人力資本價值，企業(yè)在雇傭高學歷背景的職工時允諾相對較高的工資薪金，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，許多產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域都朝專業(yè)化、技術(shù)化、科學管理方向發(fā)展，這勢必要求公司投入更多的人力資本，雇傭更多知識背景豐富的職工，在宏觀層面上導致整體工資水平的提高；物價水平的變動也會影響工資水平的變動，較高的物價水平會使工資購買力下降，實際工資的降低勢必對人們的生活造成影響，企業(yè)為了保障職工利益、考慮到長遠發(fā)展都會相應(yīng)提高工資水平；經(jīng)濟增長變動是整個宏觀經(jīng)濟發(fā)展的風向標，經(jīng)濟增長的變動會影響就業(yè)狀況，從而對工資水平造成影響。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。從工資水平與經(jīng)濟增長相關(guān)關(guān)系的分析當中可以看出工資調(diào)整具有一定的滯后性，但是到目前為止本文沒有從教育水平和物價水平這兩個方面進行分析工資調(diào)整的粘性，結(jié)合各類文獻的分析結(jié)果，一般認為工資調(diào)整存在粘性，所以我們猜想上海市工資調(diào)整對這三個宏觀因素的反應(yīng)同樣是滯后的。 本文選取的研究對象是1978——2006年期間上海市工資的變化和各宏觀因素的相關(guān)關(guān)系。在觀察期間的選擇上，1978年以后中國走上改革開放的道路，努力建設(shè)社會主義市場經(jīng)濟體制，與1978年前相比，市場化程度在不斷提高；在觀察對象的選取上，本文選擇上海市作為研究對象是因為上海市的市場化進程走在全國前列，由于其特殊的歷史背景和地理位置，上海市的市場經(jīng)濟發(fā)展迅速，國有企業(yè)改制力度大，%。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)。本文選擇協(xié)整分析方法進行深入研究的原因是：經(jīng)濟生活中的時間序列的數(shù)據(jù)往往都是不平穩(wěn)的，不能簡單地進行回歸，否則容易造成回歸結(jié)果的誤差。但是如果這些不平穩(wěn)的變量有共同的趨勢，存在穩(wěn)定的線性關(guān)系，且它們回歸得到的誤差項沒有單位根過程，這個回歸過程便是協(xié)整的，一個協(xié)整關(guān)系可表示為，是的均值，是服從IID的擾動項，這保證在變量都是隨機游動下，它們不會偏離這個平衡，這個等式表達的是一種均值或者期望，變量圍繞各自均值上下波動。在協(xié)整的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型可以更加準確地擬合因變量的變化情況，分析各個變量對因變量的影響力，因為方程中加入了誤差修正項，去除了這類隨機趨勢帶來的問題，使得回歸結(jié)果比一般的OLS多元回歸更加準確，但是分析過程還是接近普通的OLS回歸。有了這些分析的基礎(chǔ)，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(guān)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(yīng)是否滯后。（二）數(shù)據(jù)描述：本文協(xié)整分析的數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計出版社出版的《上海統(tǒng)計年鑒2007》，選取的變量是1978——2006年期間上海市平均工資、人均GDP、居民消費物價指數(shù)（以上一年為100）、每萬人中擁有中學學歷的人數(shù)。本文主要想研究各個變量對工資水平變化的影響，所以在對原始數(shù)據(jù)進行了必要的加工，下面對各個變量的選取做必要的解釋：首先是被解釋變量，工資水平的衡量涉及到工資總額水平和平均工資水平，本文用平均工資表示，它可以反映一個人群的工資水平，剔除了人口變動的影響，比起工資總額能更好地體現(xiàn)人們工資水平的提高，為了表現(xiàn)出工資水平的增長情況，筆者又對平均工資取了對數(shù)形式來表示變化率，所以最后的被解釋變量是平均工資的變動，用lnavw表示。對居民消費物價指數(shù)和人均GDP也做了同樣處理，新的變量為居民消費物價指數(shù)的變動，用lncpih表示，CPI的變動其實可以看作當年的通貨膨脹率。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。對于教育水平衡量標準的選取是由于數(shù)據(jù)的限制才選擇每萬人中擁有中學學歷的人數(shù)，用ms表示。比較理想的變量應(yīng)該是平均教育年限，可以更加準確的衡量教育水平，但是筆者認為每萬人中擁有中學學歷的人數(shù)同樣可以在一定程度上代表教育水平。（三）單位根檢驗：做時間序列數(shù)據(jù)的計量回歸，首先要對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，不平穩(wěn)的變量進行回歸會導致嚴重的后果，例如t統(tǒng)計量通常會呈現(xiàn)非正態(tài)分布，不能進行有效的假設(shè)檢驗，或者出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，隨機性趨勢會使兩個不相關(guān)的時間序列看上去相關(guān)，但是這種回歸結(jié)果基于OLS的估計都是錯誤的，在實際經(jīng)濟生活中兩者不可能存在相關(guān)關(guān)系[6]。由于變量的性質(zhì)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(guān)，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(jié)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(shè)，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(shè)，說明是平穩(wěn)的，具備做協(xié)整分析的可能性。（四）協(xié)整檢驗： 在進行了單位根檢驗之后，本文開始對lnavw、lnavgdp、lncpih、ms四個變量的時間序列采用協(xié)整分析，協(xié)整分析中關(guān)鍵步驟是誤差修正系數(shù)的估計。計量經(jīng)濟學關(guān)于協(xié)整檢驗有兩種方法：一種是EG兩步法，即靜態(tài)回歸，另外一種是動態(tài)回歸，即運用非限制的ADL/ECM估計。靜態(tài)回歸是運用來進行估計，這是一種不準確的估計方法，鑒于在大樣本情況下回歸，是一致的，所以可以用來估計，但基于OLS的檢驗是無效的，而且小樣本下會有偏差。鑒于靜態(tài)回歸小樣本下會有偏差，基于O