第六章 結論與建議
附表 4. 5 其他變數的敘述統計表
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第五章 薪資影響因素的實證分析
薪資是勞資雙方關注的話題，也是影響內需的重要因素，如能找出影響薪資 決定的因素，那麼政府政策便能對症下藥，有效地改善薪資停滯的總體現象。在 本章之中，擬由宏觀到產業的視野，針對全國、工業部門、服務業部門以及製造 業、金融業，各別分析影響其經常性薪資因素的實證結果。
第一節 全國經常性薪資決定因素的實證結果
先就影響全國經常性薪資的因素進行實證分析，以第三章方程式(3.10)為估 計方程式，並以普通最小帄方法(Ordinary Least Square, OLS)為估計方法，對工業 部門、製造業、服務業部門、金融保險業的進行實證分析時亦同。由於本研究使 用的是時間序列資料，可能存在資料非為定態的問題，因此我們必須處理定態問 題後才能進行迴歸分析。14除此之外，由圖 1.2 中可以發現，台灣的實質薪資在 2000 年以前都還是持續成長的，2000 年以後才出現成長停滯的現象，因此本研 究合理的懷疑在 2000 年以後台灣出現結構性的轉變，因而使得薪資成長出現停 滯。根據 Chow Test 的檢定結果，台灣的確在 2000 年 1 月以後出現結構轉變，
因此迴歸方程式除了原本的方程式(3.10)之外，再加上虛擬變數(D)來控制結構轉 變的問題。15表 5.1 為處理過定態問題後的全國資料的實證估計結果。
表 5.1 的
R
2和調整後R
2(R
)分別為 0.886404 和 0.876370，而且變數估計結 果大都顯著，所以整體估計結果算是相當不錯的。首先，物價(P)為顯著的負效14檢驗是否存在時間序列資料是否存在非定態問題，本研究採用的是 ADF 檢定，進行檢測時，
首先採用 Level 值，並包括截距項與趨勢項，再根據檢定結果決定是否剔除趨勢項或截距項。
當檢定結果為非定態，則採用差分的方式來處理非定態的問題。本文所使用的資料在經過一次 差分或兩次差分之後，都已成為定態的資料。
15在虛擬變數的設定方面，資料所屬期間若為 1980 年 1 月到 1999 年 12 月，則 D=0;若資料所屬 為 2000 年 1 月以後，則 D=1。
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R-squared 0.886404
Adjusted R-squared 0.876370
樣本數:384
資料來源:本研究整理。
註:***表示達到 1%顯著水準；**表示達到 5%顯著水準；*表示達到 10%顯著水準。
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果(-0.0048)，這與先前預期符號相反，也與一般來說，物價水準上升，薪資也會 跟著上，兩者應同方向變動。然而，由於經常性薪資已經物價調整過，故本研究 的被解釋變數實為實質經常性薪資，因此，物價和實質經常性薪資呈反向關係的 結果相當符合邏輯，這個結果也跟周信佑(2008)的觀點相符。
傳統經濟理論認為，隨著經濟成長薪資也將逐漸成長，故經濟發展程度較高 其勞動工資也相對較高，Taylor(1993)、Krugman, Cooper and Srinivasan(1995)、
Dahlman and Sananikone(1997)和 Bayer, Rojas and Vergara(1999)等文獻結果亦支 持這樣的論點。由本研究的實證結果可知，經濟成長率(GR)對薪資的影響為正 (2.07E-05)但並不顯著，所以本研究與 Taylor(1993)、Krugman, Cooper and
Srinivasan(1995)、 Dahlman and Sananikone(1997)和 Bayer, Rojas and Vergara(1999) 等人的實證結果並不相同，這也顯現了自 1980 年以來台灣的薪資成長的確與經 濟成長率脫了勾，經濟成長並不能有效地帶動薪資成長，此結果與前言圖 1.1 相 互呼應。
名目放款利率(i)對薪資的影響是正向顯著的(0.0002)，表示當名目放款利率 提高時，由於資本價格便貴所引發勞工替代資本的替代效果，會大於因為資本需 求減少連帶使得勞動需求減少的互補效果，因此最後廠商對勞動的需求增加，有 利於薪資的上漲。出口總值(EX)對於薪資的影響符號為正(2.59E-08)，方向符合 預期但並不顯著，本研究的實證結果與 Breau and Rigby(2006)研究結果相同，而 與蔡昌言(2004)、Bernard and Jensen(1995)、Bernard(1996)、 Bernard and
Wagner(1997)以及 Liu et al.(1999)的結果不同。16猜測出口總值變數不顯著原因 為某些產業為出口導向產業，某些產業則是內銷型產業，所以出口總值對全國薪 資的影響整體而言並不顯著；另一個可能的原因為，出口總值的增加影響的是薪
16蔡昌言(2004)認為出口總值對薪資是顯著負向顯著影響，而 Bernard and Jensen(1995)、
Bernard(1996)、 Bernard and Wagner(1997)以及 Liu et al.(1999)等人認為出口總值對薪資是正向 顯著影響。
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資的分配而非帄均薪資，在 Lovely and Richardson(1998)、Xu and Zou(2000)、Chen and Hsu(2001)、Beyer, Rojas, and Vergara(1999)、蔡敏仁(2008)等人的研究中，都 討論了國際貿易對於工資差距的影響，無論國際貿易的結果使得國內工資差距擴 大或縮小，只要差距的幅度相互抵消，就可能造成出口總值對於薪資影響並不顯 著的結果。
出口物價指數相對進口工業原物料物價指數比(EOI)對於全國薪資的影響符 號為正(0.0075)，方向與預期相符但並不顯著，可能原因為一來並不是所有產業 都屬出口導向，另一方面，也不是所有產業都需由國外進口工業原料，即使需由 國外進口工業原料的產業，其進口原料的成本也不一定佔總成本相當高的比重，
所以進出口相對物價對於全國薪資的影響並不顯著。
當年失業率(U)、一年前失業率(U(-12))、兩年前失業率(U(-24))以及三年前 失業率(U(-36))，都會顯著負向影響經常性薪資(-0.0081, -0.0025, -0.0026, -0.0030)，
這與 Rodgers and Nataraj(1999)、Shapiro and Stiglitz(1984)、Blanchflower and Oswald(1994)等人的研究結果相符，也與預期結果相符。
根據實證結果，兩年前的全國就業人數(L(-24))對於現今的經常性薪資有顯 著的正向影響(8.13E-06)。就業人數對於薪資的影響有兩個面向:首先，就業人數 增加若起因於勞動供給增加，則依照供需理論會使得薪資下跌；另一方面，就業 人數增加若起因於產業蓬勃發展，使勞動需求增加，則會使得薪資上升，因此就 業人數對於薪資的影響是不確定的。根據表 5.1 的實證結果，就業人數增加會帶 動薪資成長，表示勞動需求面的影響較強；在產業前景看好之下，勞動需求會增 加，帶動就業人數增加，並且也使得薪資水準上升。
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對於全國帄均薪資的影響並不明顯，與 Duncan and Hoffman(1981)的研究結果不 同。‧ 國
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(-0.0024)。由於勞工保險投保支出，雇主必須負擔 70%，而勞方與政府分別負擔 10%與 20%，因此勞工保險的負擔對於雇主來說較為沉重，影響提高勞工經常性 薪資的意願，故帄均勞保投保薪資占帄均經常性薪資比率對於經常性薪資的影響 是顯著負向的，與預期結果相符。
實證結果也發現，提升基本工資(MW)對於經常性薪資的提升有顯著的正向 影響(0.0002)，此結果與預期相符，也與吳惠林(1999)研究結果相符，但與黃仁德 (1995)的實證結果相反，19且呂曜志(2007)、江豐富(2007)的觀點相左。20在江豐 富(2007)的文章中有提到，使用全國性總合時間序列的研究結果多半認為基本工 資對於國內經濟變數沒有顯著負向衝擊，即使有也很小；而採用個體或縣市別的 追蹤資料的文獻結果大多支持，基本工資、勞基法、開放外勞等不利於勞動需求 的政策都會對國內經濟變數有負面的影響。然而，採用帄均、總合的資料進行迴 歸估計，容易使被解釋變數對解釋變數的彈性被低估，而且受最低工資衝擊最大 的產業為中小企業的製造業與批發及零售業，採用全國性總合資料來進行研究，
容易因其他受衝擊較小的產業影響而無法充分反映基本工資的影響。本文採用的 是全國性總合時間序列的資料，這可能是造成本文與過去部分文獻結果不同的原 因。
非經常性薪資(IW)對於薪資的影響是顯著負向的(-1.13E-05)，表示在過去 30 年間，台灣非經常性薪資的提高，多來自於雇主想要逃避每個月的勞工福利支出，
因而採取壓低經常性薪資，另以提高經常性薪資的方式來彌補。
對外投資金額(FDI)對薪資的影響為顯著負向(-2.47E-07)，這是由於台灣對外 投資多集中在中國大陸及東南亞等開發中國家，目的在於設立生產基地，以較廉
19 黃仁德(1995)認為基本工資成長並不會為薪資帶來上漲。
20 呂曜志(2007)、江豐富(2007)認為基本工資很有可能負向影響薪資。
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價的勞動投入生產，因此海外的勞工取代掉國內的基層勞工。雖然台灣的母公司 大多轉型成銷管中心，會增加對管理階層勞工的需求，但一般來說，對管理階層 勞工需求的增加會小於對基層勞工需求的減少，因此對外投資金額月多江使得對 本國勞動需求減少，不利於薪資的提升。本研究的結果與先前預期相符，也與黃 慈嫺(2003)的研究結果相同。外銷訂單海外生產比對於經常性薪資的影響雖為負 向但並不顯著(-1.21E-05)，可能是原因此變數主要影響製造業的經常性薪資，對 於其他產業經常性薪資的影響不大，因此以全國的帄均經常性薪資來看，外銷訂 單海外生產比對於經常性薪資的影響並不顯著。此結果證實了葉懿倫(2011)的觀 點，委外代工並不是造成台灣薪資近十年來不成長的原因。
在虛擬變數(D)方面，係數為負且顯著異於零(-0.0010)，表示在 2000 年以後，
台灣歷經結構上的轉變，使得薪資成長受到壓抑，這樣的結果也與圖 1.2 相互呼 應，台灣的實質薪資的確在 2000 年以後出現成長停滯的現象。
第二節 工業部門經常性薪資決定因素的實證結果
表 5.2 呈現針對工業部門經常性薪資影響因素進行實證的結果，雖然顯著的 變數比起全國的實證結果少了許多，但調整後
R
2(R
)有 0.850932，算是擁有不錯 的解釋能力。在工業部門方面，經常性薪資仍顯著受消費者物價指數(P)顯著負向影響 (-0.0054)，雖與預期符號不符，但由於本研究的被解釋變數是實質經常性薪資，
因此消費者物價指數和實質薪資呈負相關是很合理的，也與周信佑(2008)的觀點 相符。經濟成長率(GR)對於工業部門經常性薪資的影響是負向但並不顯著
(-3.30E-05)，這顯然與傳統經濟理論及預期結果不合，也與 Taylor(1993)、Krugman, Cooper and Srinivasan(1995)、 Dahlman and Sananikone(1997)和 Bayer, Rojas and
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-0.005351 0.000339
R-squared 0.860005
Adjusted R-squared 0.850932
樣本數:384
資料來源:本研究整理。
註:***表示達到 1%的顯著水準；**表示達到 5%的顯著水準；*表示達到 10%的 顯著水準。
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Vergara(1999)等人的觀點不符。會有這樣不符合經濟理論的結果，也許是因為存 在內生性問題，使得符號與經濟理論預期方向有些出入。
當名目放款利率(i)增加，資本的成本上升，生產要素的替代性會使廠商傾向 多使用勞動投入，減少使用資本。但生產要素的互補性會使在資本使用的減少的 同時，也會使勞動投入減少，所以名目放款利率對於勞動需求的影響是不確定的，
因此對於薪資的影響也是不確定的。根據表 5.2 工業部門經常性薪資決定因素的 實證結果，名目放款利率對於工業部門的經常性薪資存在顯著的正向影響
因此對於薪資的影響也是不確定的。根據表 5.2 工業部門經常性薪資決定因素的 實證結果，名目放款利率對於工業部門的經常性薪資存在顯著的正向影響