趙忠秀 梁偉 丁守海

[摘 要]理論分析表明，自20世紀(jì)90年代末國企改革以來，隨著正式工規(guī)模的大幅壓縮，勞動力資源的配置機制可能正從過去單一的工資調(diào)節(jié)模式轉(zhuǎn)向工資和雇傭量的雙調(diào)節(jié)模式?；谥袊I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的實證分析證明了這一推測并發(fā)現(xiàn)，2003年之后產(chǎn)出波動對雇傭量的傳導(dǎo)有所強化;對工資的沖擊則有所緩解，雙變量調(diào)節(jié)的特征愈發(fā)明顯。這意味著國企能在一定程度上兼顧效率目標(biāo)和社會目標(biāo)。

[關(guān)鍵詞]國有企業(yè);用工機制;社會目標(biāo);效率目標(biāo)

Abstract：Theoretical analysis shows that since the reform of state-owned enterprises in the late 1990s， with the sharp reduction of the scale of formal workers， the allocation mechanism of labor resources may be changing from a single wage adjustment model to a dual adjustment model of wages and employment. Based on the empirical analysis of China's industrial enterprise database， this conjecture is proved and found that after 2003， the transmission of output fluctuation to employment has been strengthened. On the other hand，the impact on wages has been alleviated， and the characteristics of bivariate adjustment have become more and more obvious. This means that the state-owned enterprises can take into account the efficiency goals to a certain extent.

Key words： state-owned enterprises; employment mechanism; social goals; efficiency target

一 引 言

西方經(jīng)濟學(xué)經(jīng)典理論認(rèn)為，有效率的要素出清方式是柔性的調(diào)節(jié)方式：當(dāng)產(chǎn)出變化時工資和雇傭量都會變化，雙變量調(diào)節(jié)舒緩了對任何一個變量所可能造成的沖擊。但在傳統(tǒng)的國有企業(yè)中，我們很難看到雙變量調(diào)節(jié)，更常見的是單變量調(diào)節(jié)，低工資高就業(yè)就是一個典型：當(dāng)產(chǎn)出下降時，為保住大家的飯碗，只能委曲求全，大幅壓低工資，用價格調(diào)節(jié)來代替數(shù)量調(diào)節(jié)。可一旦這種模式難以為繼，就會轉(zhuǎn)向另一極端，即單一的數(shù)量調(diào)節(jié)，引發(fā)大規(guī)模的失業(yè)潮，正如20世紀(jì)90年代末的下崗潮。然而時過境遷，在改革開放四十多年后的今天，當(dāng)面對產(chǎn)出波動時，國企勞動要素的調(diào)節(jié)方式還會像以前那樣嗎？

本文從理論和實證兩個維度探討了上述問題。在理論維度，比較靜態(tài)分析表明自20世紀(jì)90年代末國企改革以來，隨著正式員工的大幅壓縮，國有企業(yè)用工機制可能從過去單一的價格調(diào)節(jié)模式轉(zhuǎn)向價格與數(shù)量的雙調(diào)節(jié)，政治約束條件和利潤目標(biāo)可能得以兼顧，在這一過程中產(chǎn)出波動對雇傭量和工資的沖擊均會減弱?；谥袊I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的實證分析證明了該假說：在2003年之前國有企業(yè)雇傭量基本不隨產(chǎn)出而變化，但工資卻大幅波動，用價格調(diào)節(jié)來代替數(shù)量調(diào)節(jié)的特征很明顯;但2003年之后價格與雇傭量雙調(diào)節(jié)的特征愈發(fā)明顯，雇傭量調(diào)節(jié)力度從之前的不足0.1升至0.2左右，工資調(diào)節(jié)力度則明顯下降，從此前的0.5左右降至0.3。進(jìn)一步的穩(wěn)健性分析支持了上述結(jié)論。

上述結(jié)論提醒我們，單從勞動力資源配置機制來看，今天國有企業(yè)很可能已經(jīng)在按邊際原則進(jìn)行，市場化特征已較明顯。這意味著，在實現(xiàn)社會目標(biāo)的同時，國有企業(yè)已經(jīng)能在相當(dāng)程度上提升資源配置的效率。

二 文獻(xiàn)綜述

國有企業(yè)的用工機制是洞悉其效率特征的重要窗口。在計劃經(jīng)濟時代乃至改革開放早期，僵化的用工機制飽受詬病[1]，勞動要素的投入不能對經(jīng)營狀況做出應(yīng)有的反應(yīng)，冗員問題突出，低工資高就業(yè)現(xiàn)象普遍。

這種不合理的現(xiàn)象之所以能長期存續(xù)，主要還是源于國有企業(yè)的特殊定位。與其他所有制企業(yè)不同，國有企業(yè)是社會主義憲法制度的經(jīng)濟基礎(chǔ)，履行國家職能的基本力量[2]，這決定了它承載著不同于一般企業(yè)的功能，不能完全以利潤最大化為目標(biāo)，還必須實現(xiàn)一定的社會目標(biāo)[3]，比如提供就業(yè)崗位、維護社會穩(wěn)定。[4]相應(yīng)地，在資源配置方面，國有企業(yè)也不可能完全按西方經(jīng)濟學(xué)所預(yù)測的范式來進(jìn)行，當(dāng)產(chǎn)出波動時，不可能按市場原則來靈活地調(diào)節(jié)雇傭量和工資，取而代之的是行政機制。這種強制力量造成了員工對企業(yè)的依附關(guān)系以及企業(yè)對員工的無限責(zé)任。[5][6]與日本終身雇傭制度類似，這帶來了嚴(yán)重的效率損失[7]，企業(yè)沒有自主選擇勞動力的權(quán)利，低績效是必然的。[8]僵化的用工機制的危害還遠(yuǎn)不止于此，它還會進(jìn)一步導(dǎo)致社會不公問題，比如正式工的就業(yè)特權(quán)所帶來的工資和收入分配差距擴大[9]，可以說，社會福利損失遠(yuǎn)大于企業(yè)自身的效率損失。[10][11]

雖然人們很早就注意到這個弊端，但一直找不到解決的辦法，畢竟，社會主義憲法制度和社會目標(biāo)的約束是剛性的，我們不可能像前蘇聯(lián)那樣通過消滅國有企業(yè)來獲得所謂的效率優(yōu)勢。國有企業(yè)是社會主義經(jīng)濟制度的基礎(chǔ)，無論如何，國企比重不可能降為零。[12]如何在國有企業(yè)的制度框架內(nèi)尋找既能滿足社會目標(biāo)又能兼顧效率目標(biāo)的勞動力資源配置機制，是一個重要的改革話題。

1.工資方程

（二）數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性說明

按一般處理辦法，國有控股的比例應(yīng)為50%以上，我們用企業(yè)資本總額中國有資本的比重來計算。輕工業(yè)和重化工業(yè)主要是根據(jù)產(chǎn)品用途來進(jìn)行分類，前者主要是指生活資料工業(yè)，后者主要是指生產(chǎn)資料工業(yè)。

輕工業(yè)主要包括：農(nóng)副食品加工業(yè)，食品制造業(yè)，飲料制造業(yè)，煙草制造業(yè)，紡織業(yè)，皮革、毛皮、羽毛及其制品業(yè)，木材加工業(yè)，家具制造業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制，文教體育用品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，塑料制造業(yè)，通訊設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)，工藝品及其制造業(yè)。重化工業(yè)主要包括：石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，化學(xué)纖維制造業(yè)，橡膠制造業(yè)，非金屬礦物制造業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，金屬制品業(yè)，通用設(shè)備制造業(yè)，專用設(shè)備制造業(yè)，交通運輸設(shè)備制造業(yè)，電器機械及器材制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，燃?xì)馍a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)。

表1顯示，在2006年之前國企樣本總數(shù)都在700家以上，其中輕工業(yè)和重化工業(yè)幾乎各占一半，這樣的樣本規(guī)模足以保證分析需要，但2007年國企數(shù)量大幅銳減至237家，這可能與國企整合有關(guān)。

就平均工資而言，除1999年和2007年外其余年份均波動平穩(wěn)，但這兩年出現(xiàn)了異常變化，且主要集中在重化工業(yè)領(lǐng)域。究其原因，還是與這兩年樣本出現(xiàn)較大變化有關(guān)。我們推測，重化工業(yè)領(lǐng)域國企改革在后期加快推進(jìn)，通過關(guān)停并轉(zhuǎn)虧損企業(yè)以及人員分流，工資出現(xiàn)了飛漲的假象。

由表2可見，國企的平均產(chǎn)值在1999年還不足2億元，此后穩(wěn)步上升，2006年接近30億元，2007年則逼近130億元，這與企業(yè)數(shù)量銳減有關(guān)，似乎也能驗證前面關(guān)于合并的推測。

有一個現(xiàn)象值得注意，那就是重化工業(yè)的規(guī)模明顯大于輕工業(yè)，但雇傭量卻相差無幾。就年均產(chǎn)值來說，除1999年外，其余年份重化工業(yè)都比輕工業(yè)高出差不多一個數(shù)量級，比如2006年輕工業(yè)只有7.6億元，重化工業(yè)則高達(dá)50億元，但就年均雇傭人數(shù)來說，輕工業(yè)為232人，重化工業(yè)為299人，相差不大。

五 國有企業(yè)用工機制轉(zhuǎn)變的實證檢驗結(jié)果

（一）雇傭量調(diào)節(jié)由弱到強

針對全部的國有企業(yè)樣本，模型（8）的回歸結(jié)果如表3所示。

在表3中，分別運用差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計進(jìn)行了分析，我們先要根據(jù)殘差自相關(guān)檢驗以及工具變量的過度識別檢驗來判定模型是否合理。就以2003年之前的差分GMM估計為例，雖然AR（1）不能通過一階無自相關(guān)檢驗，但AR（2）顯示它不存在二階自相關(guān)。另外，Sargan指標(biāo)顯示，即使在10%的顯著性水平上也無法拒絕工具變量有效的原假設(shè)。據(jù)此，可認(rèn)為模型設(shè)定合理。類似地，其他三個模型也不存在二階自相關(guān)，且能通過工具變量的有效性檢驗。

第二列為2003年之前差分GMM估計結(jié)果，可以看出雇傭量在很大程度上取決于上一年的雇傭量ln Lt-1，影響程度超過40%，雇傭量有較強的運動慣性。利潤率π、產(chǎn)業(yè)屬性indus的系數(shù)均不顯著，說明它們對雇傭量沒有顯著影響。資本規(guī)模ln cap的系數(shù)顯著為正，為0.042，說明相較于小企業(yè)，大企業(yè)的工資更高，存在規(guī)模溢價。利率r的系數(shù)顯著為正，為0.272，說明隨利率提高國企會增加勞動要素的投入，這可能是源于替代效應(yīng)的作用。

核心解釋變量ln Q的系數(shù)并不顯著，說明2003年之前基本沒有雇傭量調(diào)節(jié)。這個結(jié)果出乎預(yù)料，畢竟，在20世紀(jì)90年代末的國企改革中每年都有數(shù)百萬員工分流下崗，怎么就業(yè)彈性不顯著呢？可能有兩個原因：第一，2003年之前的分流下崗主要是行政機制的結(jié)果，每個企業(yè)下崗多少人，哪些人下崗，都是按行政指令圈定好的，并非產(chǎn)出波動所引起的，而我們討論的是從產(chǎn)出波動到雇傭量波動的傳導(dǎo)。第二，可能與國企改革分步推進(jìn)有關(guān)。20世紀(jì)90年代末的國企改革以國有資產(chǎn)的戰(zhàn)略性調(diào)整為主基調(diào)，輕工業(yè)領(lǐng)域先行，重化工業(yè)領(lǐng)域稍后。就算輕工業(yè)就業(yè)彈性較大，重化工業(yè)領(lǐng)域仍維持以前的運轉(zhuǎn)機制，也會拉低整個國企的就業(yè)彈性。從表2也可以看出來重化工業(yè)在國企產(chǎn)值中的比重還非常高，它對整個國企的影響很大。

至于2003年后的差分GMM估計結(jié)果，表3第三列顯示，ln Q的系數(shù)開始變得顯著且達(dá)到0.219，說明當(dāng)產(chǎn)出增減1%時，雇傭量會增減0.219%。所以，單從差分GMM估計的結(jié)果來看，在2003年前后產(chǎn)出波動從不能影響雇傭量轉(zhuǎn)向能明顯產(chǎn)生影響，雇傭量調(diào)節(jié)開始凸顯。

下面再來看系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果。

在2003年之前的模型中，滯后被解釋變量ln Lt-1的系數(shù)顯著，為0.321，比差分GMM估計的結(jié)果稍小一些;利率變量r的系數(shù)也顯著，為0.256，與差分GMM估計結(jié)果相差不大;其余控制變量的系數(shù)均不顯著。ln Q的系數(shù)能通過10%的顯著性檢驗，但只有0.084，說明隨產(chǎn)值每增減1%，雇傭量會增減0.084%。而在2003年之后的模型中l(wèi)n Q的系數(shù)達(dá)到0.207，說明產(chǎn)值每增減1%，雇傭量會增減0.207%，幅度比之前擴大了0.123%。

綜合差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果，可以看出，在2003年前后，隨產(chǎn)出波動，國企雇傭量調(diào)節(jié)呈明顯的強化趨勢。

（二）工資調(diào)節(jié)明顯減緩

針對全部的國有企業(yè)樣本，模型（7）的回歸結(jié)果如表4所示。

先來看差分GMM估計的結(jié)果。在2003年之前的模型中，核心解釋變量ln Q的系數(shù)顯著為正，且達(dá)到0.510，說明在這個階段價格調(diào)節(jié)的力度是非常強的，產(chǎn)出每增減1%會使工資收入增減0.510%。而在2003年之后的模型中l(wèi)n Q的系數(shù)要小很多，為0.301，減少了0.209，工資調(diào)節(jié)力度顯著下降。

再看系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果。在2003年之前的模型中l(wèi)n Q的系數(shù)為0.446，力度比差分GMM估計要小一些;在2003年之后的模型中l(wèi)n Q的系數(shù)則降為0.282，比之前減少了0.164，工資調(diào)節(jié)力度也出現(xiàn)了較大的下降。

綜合差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果，可以判定在2003年前后，在全部國有企業(yè)樣本中，隨著產(chǎn)出波動工資調(diào)節(jié)的力度已大幅減緩，這與雇傭量調(diào)節(jié)的強化趨勢形成了鮮明的對比。

六 穩(wěn)健性分析

對上述分析結(jié)果我們還要做進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗。具體地，我們將按如下兩種方法來處理：一是在各個模型中逐步引入控制變量。我們發(fā)現(xiàn)在各模型中隨變量的增加核心解釋變量的系數(shù)的顯著性及符號方向未發(fā)生根本變化，唯有數(shù)值發(fā)生小幅變化。

基于篇幅限制，逐步引入控制變量后的各模型回歸結(jié)果不再列出。二是調(diào)整時間臨界點。國企改革大致發(fā)生于20世紀(jì)90年代中后期至21世紀(jì)初，但并沒有一個確切的時間點。在上一節(jié)分析中，我們按慣常的處理辦法以2003年為分割點。如果前述結(jié)論成立且穩(wěn)健，那么，我們往前或往后挪動一下時間分割點，結(jié)論不應(yīng)有大的改變，仍呈雇傭量調(diào)節(jié)強化、工資調(diào)節(jié)弱化的總體趨勢。下面我們就先把時間分割點往前移動一年至2002年，再往后移一年至2004年，分別進(jìn)行分析并比較。

（一）雇傭量調(diào)節(jié)變化趨勢的穩(wěn)健性分析

對應(yīng)于新的分割點，模型（8）的回歸結(jié)果如表5所示。

鑒于系統(tǒng)GMM估計包含更多的信息，在如下分析中我們均用系統(tǒng)GMM估計方法進(jìn)行。如以2002年為分割點，從表5第二列可以看出，在2002年之前，ln Lt-1的系數(shù)顯著為正，為0.603，說明雇傭量有60.3%取決于上一期雇傭量。ln cos t的系數(shù)顯著為負(fù)，為-0.461，說明雇傭量與用工成本呈反比，這一點與我們的經(jīng)驗直覺基本吻合。利率r的系數(shù)顯著為正，為0.087，解釋同前，不再贅述。核心解釋變量ln Q的系數(shù)為0.029，說明產(chǎn)出每增減1%，會導(dǎo)致雇傭量增減0.029%，可見，雇傭量調(diào)節(jié)是有的，但力度不大。表5第三列則顯示，在2002年之后的模型中l(wèi)n Q的系數(shù)為0.186，說明產(chǎn)出每增減1%，會導(dǎo)致雇傭量增減0.186%，調(diào)節(jié)力度較之于之前有了很大的提高。

類似地，以2004年為分割點，我們?nèi)钥梢哉业焦蛡蛄空{(diào)節(jié)的強化趨勢。表5第四、五列顯示在2004年之前的模型中l(wèi)n Q的系數(shù)為0.055，在2004年之后的模型中則變?yōu)?.163，雇傭量調(diào)節(jié)的力度擴大了十個百分點以上。

由此可見，不管是以2002年為分割點，還是以2004年為分割點，前述的雇傭量調(diào)節(jié)強化趨勢仍然是成立的。

（二）工資調(diào)節(jié)變化趨勢的穩(wěn)健性分析

對應(yīng)于新的分割點，模型（7）的回歸結(jié)果如表6所示。

先看以2002年為分割點的模型，從表6第二列可以看出在2002年之前的模型中，ln wt-1的系數(shù)顯著為正，為0.781，說明當(dāng)上一期工資變化一個百分點時，當(dāng)期工資會同向變化0.781個百分點，顯示出巨大的運動慣性。核心解釋變量ln Q的系數(shù)為0.440，說明產(chǎn)出每增減1%，會導(dǎo)致工資增減0.440%，可見工資調(diào)節(jié)力度較大。第三列則顯示在2002年之后的模型中l(wèi)n Q的系數(shù)降為0.316，工資調(diào)節(jié)力度下降了0.124。

類似地，若以2004年為分割點也能看到工資調(diào)節(jié)力度弱化的趨勢。第四列顯示在2004年之前的模型中l(wèi)n Q的系數(shù)為0.505，第五列則顯示，在2004年之后的模型中該系數(shù)變?yōu)?.367，減少了0.138。

可見，不管以哪一年為分割點，工資調(diào)節(jié)弱化的趨勢都是成立的。

七 結(jié)論性評語

一直以來，國有企業(yè)的效率問題飽受詬病。一個典型表現(xiàn)就是它不能對產(chǎn)出波動做出合理反應(yīng)：當(dāng)產(chǎn)出下降時，為保住大家飯碗，在行政機制的干預(yù)下，寧可大幅下調(diào)工資也不會裁員，用價格調(diào)節(jié)來代替數(shù)量調(diào)節(jié);當(dāng)難以為繼時，又轉(zhuǎn)向另一極端，用數(shù)量調(diào)節(jié)代替價格調(diào)節(jié)，搞運動式的下崗分流。單變量的調(diào)節(jié)模式造成了就業(yè)變量的脈沖式大幅波動，這不僅對勞動者造成了巨大傷害，也無益于資源配置效率。

一個有效率的資源配置機制應(yīng)該是柔性的。為應(yīng)對產(chǎn)出波動，價格和數(shù)量兩個變量應(yīng)該同時參與到調(diào)節(jié)的過程中，這樣既能使市場迅速恢復(fù)均衡，又能避免對其中任何一個變量造成過大的沖擊。

今天這樣一種機制可能已經(jīng)生成。之前國企用工機制之所以是單變量調(diào)節(jié)主要源于內(nèi)部人政治約束條件，任何改革都要以其就業(yè)特權(quán)得到保障為前提。但這種情況在20世紀(jì)90年代末國企改革后可能已發(fā)生改變，隨著內(nèi)部人規(guī)模的大幅壓縮，按市場原則來調(diào)配資源的空間大大拓寬。在“正式工+臨時工”的用人模式下國企可以將政治約束條件和邊際原則有機結(jié)合起來：正式工對應(yīng)于內(nèi)部人協(xié)議，就業(yè)機會率先得到保障;產(chǎn)出波動所帶來的勞動需求變化則通過臨時工數(shù)量的調(diào)節(jié)來體現(xiàn)，這對應(yīng)于邊際原則。這種混合機制近乎市場機制，能在一定程度上兼顧效率目標(biāo)?；谥袊I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的實證分析證明了這一猜想，我們發(fā)現(xiàn)在2003年之前國企應(yīng)對產(chǎn)出波動的主要工具確為工資調(diào)節(jié)，雇傭量調(diào)節(jié)則不明顯，但2003年之后，雇傭量調(diào)節(jié)開始強化，工資調(diào)節(jié)則大幅減緩。進(jìn)一步的穩(wěn)健性分析支持了這一結(jié)論。

上述結(jié)論具有重要的延伸內(nèi)涵。從價格調(diào)節(jié)轉(zhuǎn)向價格與數(shù)量的雙調(diào)節(jié)，是國企資源配置機制變化的一個縮影，它找到了一條將社會目標(biāo)與效率目標(biāo)兼容起來的可行路徑。從這個角度講，那種批評國有企業(yè)缺乏效率的觀點是站不住腳的。

[參 考 文 獻(xiàn)]

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