政治聯繫，市場力量與工資差異──基於政府補貼的視角

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(1)政治聯繫，市場力量與工資差異 --基於政府補貼的視角* 楊其靜、楊繼東摘要：本文以 1999-2005 年全國 120 多萬家規模以上工業企業為樣本，以政府補貼作為衡量政府與企業政治聯繫的變數，考察了政治聯繫對企業工資差異的影響。結果表明：獲得政府補貼企業的人均工資水準顯著高於未獲得政府補貼企業；而且，補貼導致的工資差異並非直接來自補貼收入本身，而由“是否獲得補貼”這一性質所決定；不僅這種關係幾乎在所有類型企業中存在，而且各種性質的補貼都能夠產生這種現象。經驗結果也顯示，隨著時間的推移，市場力量的發展可以顯著地抑制上述政治聯繫的影響力。通過分析影響工資水準的因素，本文的研究刻畫了企業行為的政治力量和市場力量，從而有利於更深入地理解中國模式的本質。關鍵字：政府補貼工資差異. 政治聯繫. Political Connection, Market Power and Wage Inequality: A Perspective from Subsidy Jidong Yang, Qijing Yang Abstract：This paper uses subsidy to measure political connection between firm and government, and tries to investigate how firm political connection affect wage inequality of between firm based on more than 1200 thousand firm data from 1999 to 2005. Empirical results show that wage of per worker in subsidy firm is higher than wage of per worker in non-subsidy firm. The wage inequality from subsidy is determined by the quality of subsidy firm rather than the quantity of subsidy. The wage inequality from subsidy does not vary with ownership of firm and type of subsidy. In particular, market power could limit political connection effect on wage inequality. By analyzing the factor which determine the wage of per worker, this paper reflect political and market power in firm behavior and will deepen our understanding to China model. Key words: Subsidy; Wage Inequality; Political Connection.. *. 楊其靜（通訊作者），中國人民大學經濟學院企業與組織研究中心，[email protected]；楊繼東，中國人民大學經濟學院，[email protected]。本文得到了全國優秀博士學位論文作者專項課題、“教育部新世紀人才計畫”和中國人民大學“985”項目和的支持。特別感謝聶輝華博士提供的資料支援和中國人民大學經濟學院“契約與組織理論研討班”師生的批評。當然文責自負。 37.

(2) 一、導言工資在不同的勞動者之間存在差異是非常普遍的現象而不足為奇，但由何種原因導致了工資差異卻是全世界都非常敏感而重要的問題，因為這不僅涉及到分配的效率問題，而且還關係到社會的和諧與穩定。主流文獻主要從兩個角度展開分析，即（1）依據工資取決於勞動的邊際生產力的經典理論，著重分析教育，年齡和性別等因素對工資差異的影響；（2）依據不完全競爭理論，強調阻礙勞動力自由流動的壁壘和由此導致的勞動力市場分割是工資差異形成的重要原因。針對中國特殊的制度背景和日益嚴重的工資差異問題，學者們著重考察了企業的所有權性質、行業和區域對工資差異的影響。雖然這些因素是工資差異形成的重要原因，但是他們卻並沒能很好地解釋這樣一個普遍現象：即便所就職的企業同屬一個區域、一個行業和相同的所有制性質，具有相似勞動力稟賦、相似工作性質的勞動者會因為就職於不同的企業而工資存在著顯著的差異。我們認為，企業與政府的政治聯繫（political connection）存在差異可能是重要的原因之一，因為特殊的政治聯繫不僅弱化了企業預算約束，而且使得這些企業吸引到大量人力資本優秀或者社會背景特殊的勞動者。然而，上述邏輯關係在現實中是否存在，強度有多大，是否隨著時間的推移而發生變化等問題還從來沒有被明確且充分的討論。基於上述認識，本文嘗試著將“企業的政府補貼”作為企業與政府是否具有政治聯繫的代理變數。通過對 1999-2005 年全國 120 多萬家工業企業人均工資的考察，我們發現，即便在控制了企業績效，規模，資產負債率，所有制類型，以及年度，省份和行業的固定效應之後，獲得政府補貼企業（以下簡稱“補貼企業”）的人均工資仍然顯著地高於那些未獲得補貼企業（以下簡稱“非補貼企業”）；而且，這種工資差異並不是直接由補貼數量導致的，而是由“是否獲得補貼”的性質決定的；不過，隨著時間推移，市場化程度提高，由政治聯繫所帶來的工資差異會逐漸減弱。該研究的意義在於，不僅發現企業與政府的政治聯繫可能是導致工資差異的一個重要原因，而且從一個側面折射出在現實的中國經濟中政治力量和市場力量的相互關係和力量對比的變化。以下部分安排如下：第二節在討論現有文獻的基礎上，提出本文的研究假說。第三節對資料來源和指標選擇作出說明，並給出初步的統計分析。第四節報告研究結果。第五節進一步討論了補貼影響工資差異的機制。最後是結論。. 38.

(3) 二、文獻綜述與研究假說 1. 關於工資差異的現有研究及其不足改革開放之後，市場機制的引入必然會導致工資在企業員工之間普遍性地存在差異，因為勞動者的人力資本稟賦和不同激勵合約所引致的勞動努力程度存在差異。比如，Meng(1996)通過對 1987 年國企樣本調查資料的分析發現，與利潤掛鉤的獎金制度是導致國企間工資差異的主要原因；而且，國有部門和非國有部門之間不同的工資合約安排也是影響這兩個部門工資差異的重要原因（張車偉，薛欣欣，2008）。然而，近些年來工資差異卻成為了一個被特別關注且敏感的話題，因為人們普遍懷疑工資差異的主要原因並非單純地源於勞動邊際生產率決定工資水準的市場機制。學者們首先想到的就是，阻礙勞動力自由流動的壁壘和由此導致的勞動力市場分割是工資差異形成的重要原因（Katz and Autor，1999）。考慮到中國疆域廣闊、區域間發展不平衡和特殊的戶籍與人事制度，富有流動性的全國統一的勞動市場遠未形成，因此不同的區域之間工資水準存在顯著的差異（都陽，蔡昉， 2004；鐘笑寒，2005；陳釗等，2008）。不過，企業的所有制性質被視為一個更為重要的、導致工資差異的因素，因為國企似乎普遍存在著費用最大化、個人收入超分配的預算軟約束現象（易綱，林明，2003）①。比如，曾慶生、陳信元（2006）對 1999-2002 年健康運營的上市公司的研究表明，超額雇員和高工資率導致國家控股公司承擔了比非國家控股公司更高的勞動力成本，而且在國家控股公司中，政府控股越直接或控制力越強，公司超額雇員越多，而且勞動力成本越高。不僅如此，一些研究還發現，即便接受了相同的教育，教育的回報率在不同所有制企業之間卻存在顯著差異（邢春冰，2005；陳弋等，2005）。除了上述因素外，工資差距的行業因素近些年來也備受關注。大量的研究發現，壟斷行業的國企超計畫發放工資問題嚴重（鄒樂群、陳迪平，2000）；而且，在 2003-2005 期間壟斷性的中央企業的員工平均工資遞增速度最快，導致行業間工資差距不斷擴大（中央黨校進修班課，2007）。此外，陳釗等（2008）利用 1988、1995 和 2002 年 CHIPS 調查資料庫的實證結果也證實了上述判斷，即行業間的不平等對中國城鎮居民收入差距的貢獻越來越大，而且主要是由一些收入迅速提高的壟斷行業所造成。無疑，上述研究具有十分重要的意義。但我們也必須注意到，現有文獻在 ①. Meng（1996）認為國有企業和集體企業傾向於最大化員工收入，而私營企業則傾向於最大化利潤。 39.

(4) 討論工資差異時，之所以將注意力集中于國企，尤其是壟斷性國企，是因為我們相信國企的所有權性質決定了它們與政府之間始終保持某種特殊的政治聯繫（political connections）。我們把其中的邏輯關係歸納為三步曲。第一，特殊的政治聯繫使得這些企業能夠從政府那兒得到廉價的資源和特殊的保護，從而享受到額外的政治租金（比如壟斷利潤），並弱化了企業的預算約束，從而不用為發放高工資而過分擔心。第二，由於有了更好或者更穩定的獲利能力，這些企業不僅對那些有特殊社會背景的勞動力具有吸引力，而且也被許多優秀人才所嚮往，從而往往擁有素質優秀的員工隊伍。這就為這些企業向員工提供高於其他企業的報酬提供了合理的藉口。第三，政府之所以向某些企業提供廉價資源和特殊保護，其重要目的之一就是尋求特殊的政治回報，比如企業員工對當政者及其政策的支持（Shleifer and Vishny, 1994），因此政府也默許這些企業向其員工提供高於其他企業的薪酬，何況這些企業擁有大量特殊社會背景的員工。結果，相對於那些在缺乏特殊政治聯繫的企業中就業的勞動者，那些擁有特殊的政治聯繫的企業中工作的勞動者可能得到較高的工資。然而，隨著國企的改革和其他所有制企業的興貣，可能出現的現象是：一方面，未必所有的國企都與政府有特殊的政治聯繫並從中得到好處；另一方面，很多非公有制企業也可能與政府有著某種特殊的政治聯繫，並由此得到政府的特別關照。比如，陳曉和李靜（2001)就發現國有股比例和行業性質都無法解釋企業的補貼收入。這意味著，雖然企業的所有權性質和行業性質可以在一定範圍和一定程度上反映企業與政府特殊政治聯繫，但隨著時間的推移這種資訊可能會變得既不全面也不太準確度。我們不禁要問：什麼樣的變數才能跨越企業所有制性質的局限，成為能夠反映企業與政府特殊政治聯繫的代理變數？這些並非以國有產權為紐帶的政治聯繫是否也可導致企業之間出現工資差異？ 2. 政府補貼：一個較好的代理變數事實上，許多文獻在討論政治聯繫對企業價值、融資活動和政府補貼的影響時，除了所有權和行業性質之外，還用其他一些變數作為企業與政府特殊政治聯繫的代理指標。比如，Claessens 等(2008)就用企業的政治捐獻資料衡量企業的政治聯繫，併發現在選舉過程中為巴西聯邦議員提供政治捐獻的企業在競選後可以顯著地獲得更多的銀行貸款，並實現更高的股票收益。當然，更為常用的是企業大股東和高管的政治背景，比如是否是議會成員，政府高官或者是否與高層政治人物具有密切關係，而且大多都發現特殊的政治聯繫有助於企業獲得上市機會、便利的融資條件和政府補貼（陳冬華, 2003; Faccio，2006; Francis et al, 2008; 余明桂, 潘紅波, 2008; 吳文鋒等, 2008)。 40.

(5) 我們認為，雖然這些變數與政治聯繫之間的關係確實比較緊密，但存在一個嚴重弱點，即除了上市公司外，其他企業都不需要也不會系統地披露這些非財務性質的資訊。此外，至少在中國，幾乎每個上市公司在當地社會中都具有某種特殊地位而受到政府的大力支持（——否則它們也不可能成為上市公司）①，哪怕這些企業的大股東或者高管並沒有明顯的政治背景②。換句話說，我們很難利用一般的大樣本企業資料庫來展開類似的研究，哪怕這種研究更具普遍意義。那麼，在企業財務報表中哪些科目可以作為政治聯繫的代理變數呢？我們認為，企業所獲得的“政府補貼收入”可能就是一個相對較好的選擇③。首先，不少經驗研究已證實，企業獲得政府補貼的機會與特殊的政治聯繫具有顯著的正相關關係（陳冬華，2003；羅党論，唐清泉，2009）④。其次，在中國政府對企業的補貼並不限於國企和上市公司，而是非常普遍⑤：國企、民企和外資，大型、中型和小型，壟斷行業還是競爭性行業，虧損還是盈利企業。不僅如此，企業獲得政府補貼的管道也很多，比如虧損補貼；研發補貼；技述改造補貼；出口退稅的補貼。第三，雖然政府對各種補貼的發放物件有一些正式的標準或者要求，但政府在執行中卻有很大的靈活處置權，比如，我們可以發現不少本身缺乏高科技含量的上市公司被認定為高科技企業。這意味著，企業能否獲得政府補貼並不一定是制度規定的結果，何況大量的政策本身也是政府制定的。 3. 需要檢驗的假說當我們把“政府補貼”作為企業與政府特殊政治聯繫的代理變數時，前面的關於政治聯繫與工資差異之間的三步曲也應該存在，因此我們提出第一個假說：假說 1 政府補貼本身就可以擴大企業間的工資差異。不過，那些獲得了政府特殊幫助的企業在多大程度上可以不顧及市場的競爭壓力將取決於兩方面的力量，即政府幫助的力度和市場競爭壓力的強度。一般而言，市場競爭壓力越大，為了保證特定企業贏得市場競爭，政府需要想貣提供的廉價資源就越多。這意味著，當政府提供的廉價資源（比如補貼）一定而市場競 ①. 已經有大量的經驗研究發現，在中國地府財政對上市公司進行了大面積的稅收優惠和財政補貼，甚至以此參與上市公司的盈餘管理來維繫其殼資源。 ② 此外，一些有政治背景高管的企業卻未必有特殊的政治聯繫，因為在中國那些政治上失意的政府官員被下放到相關部門主管的公司中也是經常的事。 ③ 2001 年財政部的《企業會計制度》中對政府補貼收人是如此定義的“企業按規定實際收到退還的增值稅, 或按銷量或工作量等依據國家規定的補助定額計算並按期給予的定額補助, 以及屬於國家財政扶持的領域而給予的其他形式的補助。 ④ 在美國等西方國家這種關係也普遍存在（Roberts, 1990；Kroszner and Stratmann, 1998；Fisman, 2001）。 ⑤ 其他國家也存在政府對企業的補貼，只不過西方發達國家往往把財政補貼與企業創造就業機會聯繫在一貣，對能夠創造大量就業機會的企業重點給予補貼和扶持。美國紐約一家名為“Good Jobs First”的科研機構的研究表明，1990—2002 年美國沃爾瑪公司從州和地方政府獲得了超過 10 億美元的補貼。德國 1980-1985 年對提供就業崗位較多的國內鋼鐵產業提供了大量的補貼。 41.

(6) 爭強度加強時，企業的命運必然將更多地取決於其控制成本和創造收益等方面的自身能力。基於此，我們提出第二個假說：假說 2 市場化程度越高，政府補貼所能造成的工資差異就越小。該假說的意義在於，如果該假說被證明為真，那麼我們就可以觀察政府補貼對工資差異的影響強度在不同年份上的變化，從而判斷中國的市場化進程是否真的被推進了。. 三、數據本文使用 1999-2005 年全國國有及規模以上非國有工業企業的調查資料庫。根據以下的選樣標準：剔除了樣本中 10 人以下的企業，剔除應付工資總額小於或等於 0 的企業。使用應付工資總額除以工人人數，得到企業人均工資。在每一年，剔除人均工資在 1%分位數以下和 99%分位元數以上的樣本，以及其他一些異常樣本之後得到 1255580 個有效的工資樣本。我們使用企業“是否獲得補貼”的虛擬變數表示企業是否存在特殊的政治聯繫；若企業獲得了政府補貼收入，則賦值為 1，否則為 0。我們還使用利潤率（營業利潤/銷售收入）衡量企業績效①；而使用銷售收入的自然對數衡量企業規模。所有價值變數以 2005 年為基準，從而剔除了通貨膨脹水準的影響，且價值變數的單位是千元人民幣。下面我們給出相關的變數，並做簡單的統計分析。 1. 主要的變數及其描述統計（見表 1）從中可發現，在 1999-2005 年間平均而言大約 13%的企業獲得了政府補貼。在原始資料中，我們還發現，那些補貼企業往往都能持續地獲得政府補貼。. ①. 剔除了利潤率大於 1，或者小於-1 的異常樣本。 42.

(7) 表 1 主要變數的描述統計變數與定義. 符號. 觀測值. 均值. 企業人均工資（企業應付工資總額/員工人數）企業人均工資的自然對數企業每年補貼收入是否獲政府補貼（獲得=1，未獲得=0）企業補貼收入的自然對數① 人均補貼（企業補貼收入/員工人數）利潤率（營業利潤/銷售收入）② 銷售收入（企業當年主營業務收入）企業規模（銷售收入的自然對數）研發密度（研發費用/銷售收入）出口比重（出口產值/銷售收入）資產負債率（負債/總資產）人均資本（總資產/員工人數）. Wage. 1238270. 11.148. Logwage. 1238270. Subsidy Dsubsidy. 標準差. 最大值. 7.258. 最小值 0.541. 2.233. 0.611. -0.612. 4.172. 1238270. 210.277. 4805.49. 0. 1578876. 1238270. 0.127. 0.333. 0. 1. Logsubsidy 1238270. 0.6816. 1.9250. 0. 14.2722. Subaver. 1238270. 0.797. 29.818. 0. 31577.52. Roc. 1238270. 0.0143. 0.1271. -1. 1. Sales. 1238270 66073.33 518156.4 10.577 1.25e+08. Logsales. 1238270. 9.806. 1.344. 2.358. 18.643. Innov. 719176. 0.001363. 0.01108. 0. 4.016. Export. 988829. 0.1811. 0.5005. 0. 227.037. Debt. 1238270. 0.6046. 0.4930. 0. 365. Lc. 1238270 233.1871 677.9146. 0.045. 348701. 64.85. 2. 補貼企業與非補貼企業的比較（見表 2）觀察表 2，一個最觸目的現象是：總體而言，一方面，補貼企業的平均工資高出非補貼企業 1870 元，占非補貼企業人均工資的 17.2%；另一方面，前者的平均利潤率卻不到後者的 40%，甚至在 1999-2001 年還出現了嚴重虧損。無. ①. 由於非補貼企業的補貼收入為 0，因此在本文中該變數取值為：log（補貼收入+1）。通過保留利潤率在[-1,1]之間的數值，剔除了一些異常值。但並沒有帶來很大的樣本損失。 43. ②.

(8) 疑，這是巨大的反差，而且這種情況在每一年中都重複地發生著①。同時，表 2 也顯示，這兩類企業在企業規模和資產負債率方面並沒有顯著的差異，但相對於非補貼企業，補貼企業具有更高的人均資本，出口比重和研發密度，以及比例更高的出口企業和創新企業。難道這是導致補貼企業發放高工資的原因？② 表時間企業分類 1999 ESub -2005 En-sub ESub 1999 En-sub ESub 2000 En-sub ESub 2001 En-sub ESub 2002 En-sub ESub 2003 En-sub ESub 2004 En-sub ESub 2005 En-sub. 2 補貼企業與非補貼企業的主要變數對比 W 利潤率人企業研發均規模密度 W W/ 補 Wn-sub 貼 12.76 0.172 0.0057 6.83 10.30 0.0031 10.89 --- 0.0151 0.00 9.67 0.0012 8.73 0.087 -0.0425 4.17 9.81 --8.03 --- -0.0088 0.00 9.38 --9.83 0.113 -0.0209 4.64 9.93 --8.83 --- 0.0031 0.00 9.43 --11.03 0.155 -0.0103 6.48 10.15 0.0022 9.55 --- 0.0052 0.00 9.56 0.0011 12.25 0.186 0.0034 6.04 10.29 0.0028 10.33 --- 0.0119 0.00 9.65 0.0012 12.98 0.0186 7.44 10.43 0.0029 10.97 --- 0.0217 0.00 9.79 0.0012 14.22 0.158 0.0219 6.80 10.39 --12.28 --- 0.0237 0.00 9.76 --15.20 0.121 0.0199 9.21 10.58 0.0038 13.56 --- 0.0313 0.00 9.95 0.0012. 出口比重. 資產負債率. 人均資本. 14.57% 9.91% 9.66% 9.22% 9.68% 7.19% 14.28% 9.90% 16.01% 10.30% 17.36% 10.75% ----16.23% 11.02%. 61.68% 60.84% 67.95% 65.59% 66.49% 64.11% 63.23% 62.10% 61.15% 60.55% 60.83% 59.11% 59.81% 59.92% 59.04% 57.61%. 349.87 246.39 218.00 191.67 242.97 209.01 277.92 215.16 295.21 231.52 344.78 244.97 382.61 276.16 490.86 302.24. 出口創新 ESub 企業比企業比比例例例 22.61% 10.74% 25.08% 18.28% 26.09% 16.30% 32.21% 19.15% 34.27% 19.95% 36.25% 20.22% ----33.56% 20.52%. 32.09% 19.27% --------22.63% 11.39% 23.94% 12.16% 23.81% 12.19% ----20.95% 8.28%. 注：ESub，En-sub 分別表示補貼企業，非補貼企業；W，Wsub ，Wn-sub 分別表示人均工資，補貼企業的人均工資，非補貼企業的人均工資；W=Wsub- Wn-sub。下同 3. 各種類型的補貼企業與非補貼企業的工資差異（見表 3）不少文獻用使企業是否是出口型企業、是否是創新性企業，以及是否是國有企業來解釋企業間的工資差異。表 3 表明這些判斷可能是不完全準確的。第一，發現無論是否是出口型企業，補貼企業的人均工資顯著高於非補貼企業。而且，與出口型企業分組相比，在非出口型企業分組中補貼企業與非補貼企業的工資差異更大一些，即 14.4%>12.1%。同樣的情況發生在創新企業和非創新企業中。只不過，與非創新企業分組相比，在創新企業分組中補貼企業與非補貼企業的工資差異更大一些，即達到了 17.7%（>12.7%）。這說明，是否獲得補貼導致的工資差異並不是由企業是否是出口企業，或是創新企業決定的。第二，根據企業註冊類型，劃分了六種企業類型：國有企業，集體企業，私 ①. 我們也發現，獲得政府補貼企業占全部企業的比例，呈現逐年增加的趨勢。而每年平均的企業補貼收入也是逐年增加，總的補貼從 1999 年的 200 億上升到 2005 年的 700 多億。 ② 我們把出口大於 0 的企業定義為出口企業，把研發密度大於 0 的企業定義為創新企業。 44. 12.58% -10.19% -10.66% -10.95% -12.19% -13.16% -14.67% -13.79% --.

(9) 營企業，港澳臺企業，外資企業和其他類型①。我們發現，在所有組別中，即便是受補貼比例最低的私營企業分組中該比例也有達到了 9.05%。更重要的是，補貼企業的人均工資都顯著地高於非補貼企業，甚至在工資差異最小的外資企業組別中，這種工資差異也達到了 9.6%。不過，這一現象在集體企業而私營企業中尤為突出。這表明“是否獲得補貼”所帶來的工資差異與企業所有制類型似乎是無關的，雖然不同企業的所有權性質不同會影響這種差異的大小。表 3“是否獲得補貼”導致的工資差異——不同企業類型的的對比分類標準. 企業類型出口企業是否是出口型企業非出口企業創新企業是否是創新企業非創新企業國有企業集體企業私營企業所有權性質港澳臺企業外資企業其他. Wsub 14.12 11.46 15.78 12.54 10.74 10.16 12.07 15.27 17.65 12.79. Wn-sub 12.60 10.02 13.41 11.13 9.42 8.21 10.32 13.31 16.10 10.82. W W/ Wn-sub 觀測值企業比例 1.52 0.121 195917 20.85% 1.44 0.144 735200 79.15% 2.37 0.177 89210 12.26% 1.41 0.127 636634 87.74% 1.32 0.140 176105 14.00% 1.95 0.238 171343 12.15% 1.75 9.05% 0.170 407044 1.97 0.148 143801 11.23% 1.54 0.096 123074 15.00% 1.97 0.182 279852 16.73%. 4. 行業內部兩類企業的工資差異比較（見表 4）行業因素被廣泛地認為是解釋工資差異的主要因素之一。這一點在表 5 中得到了比較直觀的證據，即行業之間的工資水準差異明顯，尤其突出的是那些顯具有政府壟斷的行業的員工工資水準遠遠高於其他行業，比如煙草、石油加工、煉焦及核燃料加工業、電力熱力生產和供應業，專用設備製造業。不過，一個更值得注意的現象是：在包括競爭性行業在內的所有行業內部， ‧‧‧‧‧ 工資差異也很明顯，即補貼企業的人均工資無一例外地顯著高於非補貼企業，且普遍都在 10%以上；只不過，該現象在壟斷性行業中也尤為突出，比如在煙草行業中，補貼企業的人均工資不費補貼企業高出 24.4%②。這表明，行業因素僅僅能夠解釋一部分工資差異，而無法解釋行業內部企業間的工資差異，而這種差異並不比行業間的工資差異小。. ①. 其他類型包括股份合作企業，聯營企業，有限責任公司，股份有限公司。表 4 還顯示，在包括競爭性行業在內的所有行業內部，政府給予企業補貼都是非常普遍的現象，即便是在廢棄資源和廢舊材料回收加工業中補貼企業的比例也達到了 8.5%；當然，壟斷行業的補貼企業比例普遍較高。 45 ②.

(10) 表 4“是否獲得補貼”導致的工資差異——分行業對比 W. 行業. Wsub. Wn-sub. 農副食品加工業食品製造業飲料製造業煙草製品業紡織業紡織服裝、鞋、帽製造業皮革、毛皮、羽毛(絨)及其製品業木材加工及木、竹、藤、棕、草製品業傢俱製造業造紙及紙製品業印刷業和記錄媒介的複製文教體育用品製造業石油加工、煉焦及核燃料加工業化學原料及化學製品製造業醫藥製造業化學纖維製造業橡膠製品業塑膠製品業非金屬礦物製品業黑色金屬冶煉及壓延加工業有色金屬冶煉及壓延加工業金屬製品業通用設備製造業專用設備製造業交通運輸設備製造業電氣機械及器材製造業通信設備、電腦及其他電子設備製造業儀器儀錶及文化、辦公用機械製造業工藝品及其他製造業廢棄資源和廢舊材料回收加工業電力、熱力的生產和供應業燃氣生產和供應業水的生產和供應業. 9.81 11.89 11.16 21.26 11.64 12.66 11.63. 8.56 9.56 9.05 16.74 9.77 10.63 10.03. 1.25 2.33 2.11 4.51 1.88 2.04 1.61. 10.65. 9.00. 1.65. 12.58 10.67 12.39 13.02 15.19. 10.81 9.73 11.61 10.71 11.37. 1.77 0.94 0.79 2.31 3.83. 12.37 14.38 12.33 11.52 12.52 10.89 12.40 12.04 13.06 13.48 14.24 14.10 14.91 15.30. 11.12 11.26 10.83 10.15 11.22 9.36 10.56 10.88 11.26 11.50 11.94 11.94 13.47 12.74. 1.25 3.12 1.50 1.37 1.30 1.53 1.84 1.16 1.81 1.98 2.30 2.16 1.44 2.56. 16.26. 14.00. 2.27. 13.14 10.96. 11.68 9.07. 1.46 1.89. 17.91 13.02 12.47. 14.84 12.68 11.59. 3.07 0.35 0.88. W/ Esub 比例 Wn-sub 0.146 11.52% 0.244 10.35% 9.81% 0.233 0.269 20.20% 0.192 12.39% 0.192 10.93% 10.20% 0.161 13.19% 0.183 9.07% 0.164 0.097 10.71% 9.97% 0.068 0.216 12.79% 10.53% 0.337 0.112 14.79% 0.277 15.91% 0.139 16.37% 0.135 12.09% 0.116 10.77% 0.163 13.82% 0.174 10.18% 0.107 15.99% 0.161 10.92% 0.172 12.89% 0.193 13.33% 0.181 14.35% 0.107 15.64% 14.84% 0.201 14.95% 0.162 0.125 13.30% 8.50% 0.208 0.207 10.50% 0.028 32.42% 8.69% 0.076. 此外，我們還分省市，對比了補貼企業與非補貼企業的人均工資差異。統計表明，幾乎在所有省份，補貼企業的工資水準都顯著高於非補貼企業。這說明， 46.

(11) 補貼導致的工資差異並不受到地理位置的影響。實際上，上述統計資料已表明：企業是否獲得補貼，並不是完全由企業所有制類型和行業決定的（陳曉和李靜，2001)，因為企業所有權和行業僅僅在一個有限的範圍內、以不太準確的方式代表了企業與政府之間的特殊政治聯繫；進而，企業的所有權和行業性質只是導致工資差異的重要原因之一，而包含在政府補貼中的政治聯繫可能是另一個重要因素。當然，我們還需要更嚴謹的實證分析來驗證這一判斷。. 四、結果 1〃回歸方程的設計為了更深入地考察政府補貼對企業工資差異的影響，我們設計了如下三個回歸方程。為了考察“是否獲得政府補貼”對企業人均工資差異的影響，而將虛擬變數 dsubsidy 作為解釋變數引入的回歸方程中：（1）. l o gw(i t ) a  d s u b s id y b X  i t. 不過，虛擬變數 dsubsidy 只表明了企業是否獲得補貼這一性質，而不能更好的反映補貼數量變化對人均工資的影響。為了考察“企業獲得的補貼數量” 或者“企業人均補貼數量”在多大程度上影響企業的工資差異，我們分別用 subsidy 和 subaver 去替代 dsubsidy ，由此形成了兩個回歸方程：（2）. l o gw(i t ) a . l osgu(b s ii dt y )  b X . i t. （3）. l o gw(i t ) a . l osgu(b a vi ter )  b X . i t. w 在這三個回歸方程中， i 表示企業， t 表示年份。 it 表示企業 i 在 t 年的人均工資。 X 是控制變數的集合，包括企業績效，公司規模，資產負債率等可能影  響企業人均工資的因素。  表示年份，省份和行業的固定效應。 it 是誤差項，. 服從正態分佈。需要特別注意的是，在回歸方程 1 中， dsubsidy 的係數反映了“是否獲得補貼”對企業人均工資的百分比影響；與之不同，在回歸方程 2 和 3 中， log(subsidyit ) log( subaverit ) 和的係數分別表示企業人均工資水準對企業獲補貼數量和企業人均補貼數量變化的彈性。除此之外，在這三個回歸方程中，企業利 W 潤率，負債率和資產規模（Logsales）的係數也分別表示企業平均工資 it 對這些變數變化的彈性。 47.

(12) 2. 方程 1 的回歸結果方程 1-3 的回歸結果報告在表 6 中，其中模型 1-4 是針對方程 1 的回歸結果。模型 1 僅僅將是否獲得補貼作為解釋變數。其結果顯示，在不考慮其他因素的條件下，與非補貼企業相比，補貼企業的人均工資將高出 18.8 個百分點。不過，該模型的 R-squared 只有 0.01 左右。不過，隨著一些控制變數和其他解釋變數的引入，模型的 R-squared 迅速提升，即模型的解釋力大大提高。在這個過程中，是否獲得補貼對工資差異的影響仍然是非常顯著，雖然其回歸係數有所下降。具體而言，當模型 2 加入了年份，省份和行業的固定效應後，補貼企業的人均工資仍然高出非補貼企業 9.7 個百分點。同時，該模型的 R-square 大幅提高到 0.28 左右。這表明，區域和行業確實是導致工資差異的重要因素①。當模型 3 進一步引入包括企業績效，規模和資產負債率等變數之後，R-squard 到達了 0.35。計量結果顯示，利潤率每變動 1 個百分點，人均工資增加 0.127 個百分點；規模越大的企業，人均工資水準越高；銷售收入每增加 1 個百分點，人均工資增加 0.128 個百分點；負債水準每增加 1 個百分點，人均工資下降約為 0.036 個百分點——那些面臨較大財務壓力的企業，將有更強的動力來控制工資成本。這表明，那些績效好、規模大且負債水準低的企業支付給員工的人均工資水準較高。更重要的是，即便扣除這些控制變數的影響，“是否獲得補貼”對工資的影響在統計上仍然是顯著的，且補貼企業的人均工資高出非補貼企業約 2.3 個百分點。. ①. 都陽和蔡昉（2004）在控制行業的基礎上，表明地區之間的工資差異在減小，中國正在形成統一的勞動力市場。地區對工資水準的影響正在減弱。但是陳釗等（2008）通過 1988，1995 和 2002 年的調查資料的研究卻認為，地區因素對城鎮居民收入差距的貢獻在上升，甚至能夠解釋全部收入差距的 1/3。 48.

(13) 表 5 是否獲得補貼與工資差異. 是否獲得補貼 (是=1，否=0) 企業每年補貼收入的自然對數企業員工人均補貼的自然對數企業利潤率. 模型1 0.188*** (122.66). 企業人均工資的自然對數模型2 模型3 模型4 模型5 0.0970*** 0.0227*** 0.0244*** (71.39) (17.52) (18.95) 0.0043*** (18.62). 0.0264*** (42.78). 企業規模資產負債率所有制年份省份行業 _cons R-squared 觀測值. 模型6①. 否否否否 2.209*** (3732.31) 0.0105 1238270. 否是是是 2.135*** (515.98) 0.2762 1238270. 0.127*** (9.87) 0.128*** (327.79) -0.036* (-2.06) 否是是是 0.968*** (82.79) 0.3504 1238270. 0.168*** (17.52) 0.115*** (283.03) -0.026* (-1.99) 是是是是 1.063*** (111.21) 0.3710 1238270. 0.168*** (17.59) 0.115*** (277.12) -0.026* (-1.99) 是是是是 1.066*** (112.25) 0.3710 1238270. 0.199*** (18.47) 0.110*** (127.39) -0.105*** (-19.22) 是是是是 1.133*** (77.25) 0.3893 157819. 注：括弧中報告的是穩健性的 t 值。“是”表示控制了相關變數的固定效應。R-squared 是調整後的 R 平方。*， **，***分別表示 5%，1%和 0.1%的顯著性水準。最後，在模型中以國有企業作為參照變數，考慮了所有權性質對工資影響的固定效應。結果發現，與國有企業相比，港澳臺和外資企業工資水準更高；而集體企業和私營企業的工資水準卻低於國有企業。值得指出的是，本文考察的只是企業年人均工資，而不是小時工資。港澳臺和外資企業有更高的人均工資，但可能是以更長工作時間為代價的（陳弋等，2005）。更重要的是，控制了所有權性質對工資的影響後，“是否獲得補貼”對企業人均工資的影響仍然是顯著的，且由此引貣補貼企業人均工資高出非補貼企業 2.4 個百分點。 3. 方程 2 和 3 的回歸結果通過方程 1，我們已經知道了，是否獲得補貼的性質就能導致企業人均工資產生不小的差異。那麼，是否補貼收入越高，人均工資也越高呢？方程 2 和 3 的回歸結果（即模型 5 和 6）表明：一則，企業的補貼收入每增加 1 個百分點， ①. 樣本只包括獲得補貼的企業 49.

(14) 人均工資增加 0.0043 個百分點，即企業的補貼收入增加 1 倍，人均工資將增加 0.4 個百分點；二則，僅對獲得補貼的企業而言，人均補貼每增加 1 個百分點，人均工資增加 0.026 個百分點，即人均補貼增加一倍，人均工資增加 2.6 個百分點。注意，雖然上述結果表明，企業獲得的（人均）補貼越高，該企業員工的平均工資也也越高；但是，與是否得到補貼的性質對人均工資的影響相比，企業所獲（人均）補貼的數量與人均工資水準之間在經濟上的相關程度太小。換句話說，這表明補貼企業人均工資更高，並非直接來自補貼數量的增加，而更多地來自企業“是否獲得補貼”這一性質。 4. 穩健性檢驗為了考察上述結果的穩健性。我們進行了三個方面的穩健性檢驗。首先，我們引入了更多的可能影響工資水準的控制變數，包括人均資本，企業研發密度，出口比重等，結果並沒有改變“是否獲得補貼”對工資差異的顯著而重大的影響。在控制了更多影響工資差異的因素後，是否獲得補貼對工資差異的影響仍然是顯著的。其次，由於我們的資料中並沒有包括企業獲得補貼的具體類型，因此我們並不清楚，企業獲得補貼的具體原因是什麼。也許在很多情況下，企業是否獲得補貼僅僅是依據公正而正式的制度安排的結果（比如，出口補貼、研發補貼），即並不反映企業與政府具有某種特殊的政治聯繫。為了驗證這一問題，表 6 對全部樣本進行了分組回歸。具體結果如下：（1）根據是否有出口將全部企業分為兩組：出口企業和非出口企業（即模型 1 和 2）。回歸結果表明，是否獲得補貼在兩種情況下對工資差異的影響都是顯著的，只不過對於非出口企業，是否獲得補貼對工資差異的影響更大。（2）根據是否有研發開支將全部企業分為兩組：創新企業和非創新企業（即模型 3 和 4）。回歸結果再一次地表明，是否獲得補貼在兩種情況下對工資差異的影響都是顯著的，只不過對於創新企業，該影響要更大。（3）剔除那些可能通過出口和研發獲得補貼的企業後（即模型 5），補貼企業人均工資高於非補貼企業 2 個百分點。。總之，這些分組回歸的結果說明，除了反映企業的出口或研發的性質外，補貼還承載著某種特殊的政治聯繫，從而對工資差異的影響具有普遍意義。. 50.

(15) 表 6 是否獲得補貼與工資差異-分組回歸企業人均工資的自然對數 (1). (2). (3). (4). (5). 非出口企. 出口企業. 非創新企. 創新企. 非出口-創新企. 業. 業. 業. 業是否獲得補貼. 0.0329. ***. ***. 0.0272. 0.0220. ***. ***. 0.0330. 0.0234***. (17.49). (10.13). (11.79). (8.51). (10.06). 0.156***. 0.156***. 0.132***. 0.263***. 0.140***. (19.00). (12.17). (16.12). (15.82). (13.98). ***. ***. ***. ***. 0.116***. (87.14). (159.54). (是=1，否=0) 企業利潤率企業規模. 0.125. (225.40) 資產負債率. -0.0612. ***. 0.103. 0.110. (114.95) ***. -0.0694. (181.34) -0.0374. ***. 0.106. ***. -0.106. -0.0398***. (-6.22). (-8.17). (-5.20). (-12.71). (-3.90). 所有制. 是. 是. 是. 是. 是. 年份. 是. 是. 是. 是. 是. 省份. 是. 是. 是. 是. 是. 行業. 是. _cons. 0.987. 是 ***. 是 ***. 是 ***. 是. 1.627. ***. 1.243***. 1.213. 1.303. (108.00). (73.78). (146.57). (83.09). (116.42). R-squared. 0.3762. 0.3488. 0.3287. 0.3835. 0.3291. 觀測值. 724243. 194838. 630831. 88340. 465403. 注：括弧中報告的是穩健性的 t 值。“是”表示控制了相關變數的固定效應。 R-squared 是調整後的 R 平方。*， **，***分別表示 5%，1%和 0.1%的顯著性水準。最後，企業工資水準在很大程度由企業個體的不可觀測的異質特徵決定的。為了控制企業不可觀測的異質性對人均工資的影響，我們進行了非平衡面板資料的回歸分析，其結果見表 7。在隨機效應模型中，假設不可觀測的異質性與解釋變數是相關的。結果發現，是否獲得補貼對人均工資的影響是顯著的，且補貼企業比非補貼企業工資高 3.59 個百分點。同時，在固定效應模型中，假設不可觀測的異質性與解釋變數是無關的。結果發現，補貼企業比非補貼企業工資高 0.66 個百分點。儘管在固定效應模型下，政治聯繫的經濟影響降低了，但統計上仍然是顯著的。 51.

(16) 表 7 是否獲得補貼與工資差異——面板資料分析企業人均工資的自然對數隨機相應模型固定效應模型 0.0359*** 0.0066*** (27.36) (3.95) 0.0823*** 0.0074 (13.84) (1.24) *** 企業規模 0.130 0.132*** (234.33) (106.28) 資產負債率 -0.0149 0.0006 (-1.76) (0.49) 年份是是 *** _cons 0.700 0.727*** (96.39) (60.77) Within R-squared 0.1339 0.1350 企業數 431809 431809 觀測值 1238270 1238270 是否獲得補貼 (是=1，否=0) 企業利潤率. 注：括弧中報告的是穩健性的 t 值。“是”表示控制了相關變數的固定效應。 R-squared 是調整後的 R 平方。*， **，***分別表示 5%，1%和 0.1%的顯著性水準。. 四、進一步討論中國正處在一個制度快速變遷的背景下，作為制度特徵的政府與企業間關係也處在不斷變化之中。為了考察是否獲得補貼對工資差異的影響是否存在動態的變化，表 8 進行了分年度回歸分析。結果表明，2003 年後，雖然企業規模，績效和資產負債率對工資差異的影響並不存在顯著的動態變化，但是“是否獲得補貼” 對工資差異的影響顯著下降了。這說明，如果補貼反映了企業與政府之間的政治聯繫，那麼隨著市場化改革的推進，政治聯繫對工資差異的影響正在逐漸的減弱。這與 Dong 和 Bowles(2002)的實證結果是一致的。他們通過對 1998 年企業調查資料進行研究，發現隨著市場化改革的推進，所有制類型對企業工資差異的影響可能在逐步減弱。此外，值得注意的是，與國有企業相比，集體企業的工資水準變得相對較低，而私營企業的工資開始逐步上漲，港澳臺企業不再具有顯著的工資優勢；而且外資企業相對於國有企業，也存在顯著的相對工資下降趨勢。這說明，勞動力市場的所有制壁壘正在逐漸消除，即一個相對統一的勞動力市場長在逐漸 52.

(17) 形成。. 表 8 是否獲得補貼對工資差異的影響-動態分析. 是否獲得補貼 (是=1，否=0) 企業利潤率企業規模資產負債率集體企業私營企業港澳臺企業外資企業其他類型年份省份行業 _cons R-square d 觀測值. 1999年 0.0291**. 2000年 0.0437**. (6.30). *. 2004年 0.0160**. 2005年 0.0153**. *. *. *. (9.95). (10.81). (11.19). (12.37). (6.72). (6.06). 0.142*** (12.13) 0.125***. 0.155*** (12.59) 0.128***. 0.172*** (10.17) 0.124***. 0.132*** (9.93) 0.123***. 0.104*** (7.68) 0.122***. 0.135*** (14.13) 0.0933**. 0.134*** (13.00) 0.0960**. (106.04) -0.110***. (107.14) -0.0861*. (105.21) -0.0337. (106.57) -0.0538*. (110.44) -0.0453*. (121.98) -0.00248. (122.27) -0.0288*. (-19.17) -0.0290*. (-15.76) -0.0477*. (-1.87) -0.0705*. (-7.90) -0.0899*. (-7.23) (-0.69) (-8.87) *** *** -0.101 -0.171 -0.170***. (-6.35) 0.0191**. (-9.54) -0.0191*. (-12.47) -0.0256*. (-15.09) -0.0437*. (-15.47) -0.0633*. (-31.66) (-26.92) -0.139*** -0.128***. (3.22) 0.229***. (-3.38) 0.196***. (-4.37) 0.164***. (-7.83) 0.125***. (-10.79) 0.0998**. (-30.58) 0.00634. (-24.39) 0.0009. (35.80) 0.356*** (49.85) 0.0320**. (30.01) 0.324*** (45.12) 0.0211**. (23.16) 0.300*** (38.14) 0.0137*. (18.54) 0.262*** (36.54) -0.00630. (14.48) 0.223*** (30.94) -0.0187*. (1.20) 0.133*** (24.71) -0.0867*. (0.16) 0.129*** (21.60) -0.0894*. (6.81) 是是是 1.001*** (64.41) 0.3293. (4.27) 是是是 1.054*** (67.37) 0.3376. (2.55) 是是是 1.130*** (58.78) 0.3250. (-1.16) 是是是 1.232*** (77.70) 0.3147. (-3.20) 是是是 1.288*** (81.32) 0.2983. (-18.74) 是是是 1.751*** (161.91) 0.2954. (-16.82) 是是是 1.786*** (156.72) 0.2532. 133930. 135652. 146327. 157384. 177092. 249438. 238447. **. *. *. 企業人均工資的自然對數 2001年 2002年 2003年 ** ** 0.0456 0.0426 0.0431**. **. **. **. *. **. **. **. **. **. **. **. *. *. *. *. **. *. *. **. **. 注：資料來源是 1999-2005 年全國工業企業統計。括弧中報告的是穩健性的 t 值。“是”表示控制了相關變數的固定效應。R-squared 是調整後的 R 平方。*， **，***分別表示 5%，1%和 0.1%的顯著性水準。為了進一步考察市場發展過程中，政治聯繫對工資差異影響的動態變化，考慮如下情況：由於是否獲得補貼對工資差異的影響可能隨著市場化程度的變化而 53.

(18) 變化，那麼每個省份在每一年補貼企業與非補貼企業的人均工資差就可能受到各地市場化進程的影響。如果政治聯繫對工資差異的影響會隨著改革的進程而減弱，那麼各省的市場化水準應該與政治聯繫導致的工資差異是負相關的。表 9 以分省的補貼導致的工資差異作為被解釋變數，以各省的市場化指數(M-index) （樊綱等，2006）作為解釋變數進行分析。結果發現，市場化水準與補貼導致的工資差異的確是負相關的。市場化水準越高的地方，補貼導致的工資差越小。這在一定程度上印證了假說 2，政治聯繫對工資差異的影響隨著市場化改革的推進而逐步減弱。. 表 9 市場化與工資差異 M-index W -0.103 * (-1.80). 2000 年2001 年 2002 年2003 年2004 年2005 年_cons R-sq 觀測值 . 1.554*** 1.891*** 2.286***2.574*** 2.580*** 3.155***-0.494 0.4014 212 (4.63) (5.68). (6.67) (7.32) (6.90) (6.79) (-1.25). 注：括弧中報告的是穩健性的t值。R-squared是調整後的R平方。. 到現在為止，儘管我們的資料充分證明了“是否獲得補貼”是導致企業間工資差異的重要因素，但是企業接受補貼的原因有多種。限於資料的可獲得性，本文無法做出精細的區分，這無疑會導致了具體解釋的局限。另外，人均工資只是平均數，進一步的研究需要具體探索企業內部員工收入的差別。比如考察管理人員和生產人員工資的差別。. 五、結論工資差異是一個普遍存在的現象，也是一個備受關注的話題，因為工資差異即可能是市場經濟的必然產物，也可能是一些非市場因素的產物。針對中國特殊的制度背景，大量的研究已經證明，企業的所有權性質、行業性質以及所在區位都是工資差異產生的重要原因。不過，我們的分析發現，上述因素只能對一部分工資差異做出解釋，而難以解釋行業內、區域內以及所有制內部企業之間顯著而巨大的工資差異。這是因為上述這些變數僅僅在一個比較小的範圍了反映了企業與政府的特殊聯繫。針對這種情況，我們將“企業補貼”作為政治聯繫的代理變數。我們的研究表明，除了企業的行業性質，所有制性質和區域外，企業是否獲得政府補貼的性質也是導致企業間工資差異的重要原因之一；而且，即便考慮各種控制因素之後，補貼企業的人均工資比非補貼企業高出 2.4 個百分點。事實上， 54.

(19) 這又反過來證明，在中國補貼確實在相當程度上反映了企業與政府之間特殊的政治聯繫，因此將是否獲得政府補貼作為政治聯繫的代理變數具有相當的合理性。因為正是這種政治聯繫使企業能夠獲得廉價的資源和特殊的政治庇護，從而弱化了企業的預算約束，能夠並敢於向員工支付高於其他企業的工資水準。此外，我們還發現，市場化程度越高，政府補貼對工資差異的影響力就越小。在 1999-2005 年間，也許正是市場化改革所培育貣來的市場力量逐漸壯大，從而導致政府補貼對工資差異的影響力也逐年下降。這從一個側面表明，中國確實在逐步邁向更成熟的市場經濟。當然，我們並不能就此樂觀地認定，中國一定會快速和穩步地邁向成熟的市場經濟，因為上述研究已表明，政府仍然能夠通過包括補貼在內的多種手段控制和影響企業。這其實也在也提醒我們，應該規範企業的補貼行為，否則補貼將按照政治關係原則而不是效率和社會福利原則進行分配。. 參考文獻：陳釗，萬廣華，陸銘，2008：《行業不平等：日益重要的城鎮收入差距成因》，工作論文。陳曉，李靜，2001：《地方政府財政行為在提升上市公司業績中的作用探析》，《會計研究》第 12 期。陳冬華，2003：《地方政府、公司治理與補貼收入—來自我國證券市場的經驗證據》，財經研究第 9 期。陳弋、Sylvie Démurger 、Martin Fournier ,2005：《中國企業的工資差異和所有制結構》，《世界經濟文匯》第 6 期。中央黨校進修班課題組， 2007：《對國有企業收入分配改革的思考》， http://theory.people.com.cn/GB/49154/49155/5287263.html。. 鄧建平、曾勇，2009：《政治關聯能改善民營企業的經營績效嗎》，《中國工業經濟》第 2 期。都陽，蔡昉，2004：《工資的地區趨同性與勞動力市場一體化》，《世界經濟》第 8 期。樊綱、王小魯、朱恒鵬，2006：《中國市場化指數——各地區市場化相對進程 2006 年報告》，經濟科學出版社。金玉國，2005：《工資行業差異的制度詮釋》，《統計研究》第 4 期。羅党論、唐清泉，2009，《政治關係、社會資本與政策資源獲取：來自中國民營上市公司的經驗證據》，《世界經濟》，2009 年第 7 期。潘紅波、夏新平、余明桂，2008：《政府干預、政治關聯與地方國有企業並 55.

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