现代经济学理论与方法创新论坛11(txt+pdf+epub+mobi电子书下载)

作者：高煜

出版社：中国经济出版社

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现代经济学理论与方法创新论坛11试读：

摘　要：评估新农保对参保老人主观幸福感的影响是衡量新农保政策绩效的一个重要内容，但一直以来却被学者忽视。本文利用2008/2009年与2011/2012年“中国老年健康影响因素跟踪调差（CLHLS）”的数据，通过PSMDID方法控制了农村老人参保行为的内生性及样本选择偏误。研究结果表明，新农保对增进农村参保老人的主观幸福感具有较为显著的作用，但是新农保政策幸福绩效的发挥也具有一定的时滞性。同时，老人的人口社会学特征、身体健康状况及家庭支持等因素也对农村老人的幸福感存在不同程度的影响。据此，本文认为应该逐步提高基础养老金的补贴额度，建立和完善农村社会保障制度，使老人老有所乐、在快乐中安度晚年。

关键词：新农保　主观幸福感　倾向值匹配　双差分模型

作者简介：刘瑞明（1985—），陕西子洲人，中国人民大学国家发展与战略研究院副教授；李林（1992—），陕西西安人，西北大学经济管理学院2015级政治经济学专业硕士研究生。一、引　言

随着我国工业化、城市化进程的不断推进及计划生育政策的后期影响，人口老龄化已经成为我国当前面临的重要社会问题之一。2010年，第六次人口普查结果显示，我国60岁及以上老年人口为1.776亿人，占全国总人口的13.32%；其中，农村老年人口总数为(1)1.312亿人，接近城市老年人口的2.8倍。现阶段城乡之间经济发展状况、社会保障体系等方面仍存在较大的差距，使得老年人的养老问题在农村更为严峻。

同时，在农村家庭内部，由于年轻一代市场观念的深化，孝道文化逐渐走向衰落，老人在失衡的代际关系中显然处于劣势（陈柏峰，2009；刘汶蓉，2012）。再加上近10年来老年人的家庭照料成本增速明显加快，农村老人得不到子女赡养甚至遭受虐待的现象时有发生，传统家庭养老模式和老年人的身心健康受到了极大的挑战，老年人群体甚至越来越成为近年来农村自杀人群的主体（杨华、欧阳静，2013；曾毅、陈华帅、王正联，2012）。1999年“老农保”被叫停以来，我国正式的养老保险制度安排已经存在近10年的空白期，农村社会养老缺位问题亟待解决。

针对上述问题，中国于2009年推出“新型农村社会养老保险”政策（New Rural Society Endowment Insurance，NRSEI，以下简称“新农保”）。该政策的试点工作在全国推广，新政策建立了“个人缴费、集体补助、政府补贴相结合”的筹资模式，坚持“保基本、广覆盖、有弹性、可持续”的基本原则，实行社会统筹与个人账户相结合，(2)并完善后期养老金相关管理运行机制。与“老农保”不同的是，年满60岁的农村老人不需要缴纳保费即可领取最低每月55元的基础养老金，极大地调动了农村老年人参保的积极性。

学者对于“新农保”政策绩效的考察主要集中于新农保对参保老人客观生活状况的影响：由于其“保基本”的实施原则，新农保很难满足农村老人当前的生活基本要求，因此也难以达到“保基本”的目标（姚惠元，2012）；虽然新农保对农村的养老模式有一定的影响，减轻了老年人子女的养老负担，同时提高了老人的经济独立性，但是社会养老对传统家庭养老模式的替代效果仍然有限（程令国、张晔等，2013；陈华帅、曾毅，2013；张川川、陈斌开，2014）。

以上文献都加深了我们对新农保实施政策绩效的认识，无论是小到老人居住方式的改变、经济独立性的增强，还是大至养老模式的嬗变，都旨在提高农村老人的福利水平，然而相较于已有文献所考察的新农保的实施对于老年人客观生活状况的影响，本文所关注的重点是新农保的幸福绩效——新农保的实施对农村老年人主观幸福感的影响。社会福利的改善可以明显提高社会居民的主观幸福感，然而新农保的幸福绩效作为衡量该政策实施对老人福利水平影响的重要内容，至今仍被研究者忽略。本文使用2008/2009年和2011/2012年两期“中国老年健康影响因素调查（CLHLS）”数据，试图研究新农保对我国农村老年人主观幸福感的影响。

本文的边际贡献在于：第一，本文试图回答“新农保是否显著提高了农村老人的主观幸福感”这一问题，是对于政策实施（尤其是新农保）的幸福绩效作较早考察的文献；第二，本文使用PSMDID方法控制住了控制组和实验组在政策实施前的系统差异，解决了参保行为的内生性和选择性偏误，增强了实证分析结果的准确性。

本文后续部分安排如下：第二部分介绍数据及相关变量描述性统计；第三部分给出计量模型和实证方法；第四部分报告分析实证结果及做出详细分析；第五部分得出结论及政策建议。二、数据、变量及描述性统计（一）数据来源及样本选择

本文使用“中国老年健康影响因素跟踪调查（CLHLS）”2008/2009年和2011/2012年两期截面调查数据合成的面板数据，其中有8231位老人连续参加了两次两年期的调查。CLHLS是北京大学与美国杜克大学联合开展的大型跟踪调查项目，为目前中国关于老年人口的研究提供了较为权威的微观数据。该调查始于1998年，之后在2000年、2002年、2005年、2008年及2011年又先后进行了5次跟踪调查，覆盖了中国23个省级行政区。以面对面访谈的方式从人口学、社会经济、健康状况等方面取得了受访者的翔实信息，为本文研究老年人主观幸福感提供了宝贵的资料。该调查数据通过了全面的系统性检测，检测结果显示该数据总体质量良好。

本文按以下原则删除个案：首先，删除涉及核心解释变量（是否参加农保）及因变量（主观幸福感）有缺失值的个案。其次，根据政策规定，新农保的参保对象为“年满16周岁、非在校学生、未参加城镇职工基本养老保险的农村居民”，参保原则为“在户籍所在地自愿参加”。CLHLS的调查对象是中国的老年人群，不是特别针对我国农村老年人口进行的调查，因此，本文删除了享受离退休制度保障及领取退休金的样本，而后又剔除居住地为城市的样本，认定其为城市户口，不在新农保的参保范围。再次，为了更准确地考察新农保的实施效果，本文将参加商业保险的样本去除。最后，虽然新农保政策2009年7月才正式启动，但是此前已经有很多地区开展了新农保的试点工作，故本文将参保时间确定及2008/2009年CLHLS调查后才加入农村社会养老保险的老人作为参加新农保样本。

经以上步骤的处理，本文最终使用的CLHLS有效样本量为4280，分布在22个省级行政区。参加新农保的样本数为785，作为实验组占总样本量的18.3%；未参加新农保的样本数为3495，作为控制组占总体的比重为81.7%。由于2008年期的调查于2008年1月展开，于2009年12月结束。本文保留下来的每个参保样本都给出了准确的参保时间（精确到月），最早在2008年期调查时已经参保，最晚在2012年跟踪调查时参保。因此，可以根据参保时间到2011/2012年调查时间的差值算出参保时间长度。其中，按参保时间长度划分，不少于半年、不少于一年及不少于一年半的样本量分别有681、457和321。（二）变量定义及变量描述性统计

本文研究的重点是新农保对农村老人主观幸福感的影响。主观幸福感主要涉及3个方面：基于感情层面的快乐感、基于认知层面的满足感和基于体验层面的价值感（孙凤，2007）。由于CHLHS没有对老人的主观幸福感这一问题直接提问，本文选用调查数据“对现状的评价及性格特征”部分的6个问题作为主观幸福感的6个分量指标。

现有医学及心理学方面研究表明，年龄、性别、经济水平、受教育程度、健康状况、家庭支持、社会福利等多种因素都会对主观幸福感造成显著影响，这些因素成为本文的主要解释变量和控制变量（鲁元平、王韬，2010；张楚文、徐艳慧，2011；唐丹等，2006）。

本文涉及的被解释变量、解释变量及控制变量的具体内容如表1所示。表1　相关变量定义续表（三）描述性统计

表2给出了按参保状况和调查年份进行分组的相关变量的描述性统计：第一列为相关变量名，中间两列为参保组和控制组在2008年参保前的相关变量特征比较（包括均值和标准差），而后两列为调查年份为2011/2012年的参保组和控制组特征比较。从该表可以看出实验组和控制组在2008年和2011/2012年两个时点的组间差距及参保前后组内差距变化状况。表2　相关变量的描述性统计续表注：①控制组是指“2008—2012年调查结束前未加入新农保的老人”，实验组是指“2008—2012年调查结束前已经加入新农保的老人”，故两组在2008/2009年调查时均处于“未加入新农保的状态”。②∗、∗∗、∗∗∗分别代表各年份实验组样本各变量均值在10%、5%、1%的显著性水平上异于控制组（分别以2009和2011/2012做独立样本T检验）。

从表2的描述性统计中可以得出以下结论：（1）对比实验组和参保组的因变量农村老人主观幸福感在参保前2008/2009年调查时的差距，我们发现参保组的农村老年人在未参保时主观幸福感（具体表现为生活质量、快活感和恐惧感）就显著强于控制组，但参保组的老人对“是否感到自己越老越不中用”这一问题的回答更为消极。比照控制组和参保组老人主观幸福感在2008/2009年和2011/2012年的变化，各组老人的幸福感有了不同程度的变化，但具体趋势和影响因素还需进一步考察。（2）虽然参保行为是自由选择的结果，但是比较2008年参保组和控制组的控制变量发现，在选择是否参保时，“新农保”受到低年龄、有配偶、汉族及处于东部地区老年人群体的欢迎，这说明参保行为具有内生性的特点。三、估计模型及实证方法

本文研究的主要内容为新农保对农村参保老人主观幸福感的影响，即评价新农保政策实施的幸福绩效。但是如果仅仅将参保老人作为考察对象，直接对比参保前后有关主观幸福感的各项指标的变化难以得出让人信服的结论，因为老人的幸福感可能随着地区宏观经济状况的改善而提高，也可能会随着年龄的增大、身体状况的恶化而降低。事实上，我们可以将新农保近似地看成是一项在全国进行的“自然实验”，认为老人被随机地分为状况大致相当的两组：一组作为实验组参加了新农保；另一组作为控制组不受政策的影响；由CLHLS 2008/2009年和2011/2012年两个年度的跟踪调查可获取两组老人的相关信息。对于该政策实验的绩效，可以使用双重差分法（Differencein－differences，DID）进行检验：通过比较实验组和控制组在新农保实施前后主观幸福感变化的差值，来断定新农保的实施是否对农村参保老年人的主观幸福感产生了显著性的影响。

本文双重差分的基准回归模型设定如下：其中，U作为为被解释变量表示主观幸福感，包括生活质量、乐观程度、快乐感、恐惧感、孤独感和无用感6个指标；下标i表示第i个观测样本，t表示第t个观测年份；yr、tr分别表示实验期虚拟变量和实验组虚拟变量（yr=1代表新农保实施后，yr=0代表新农保实施前，tr=1代表参加新农保的实验组，tr=0代表未参加新农保的控制组）；μ代表一系列控制变量，包括年龄、性别、婚姻状况、受教育年限、身体健康状况、家庭经济状况、子女数量等。

模型中各个参数的含义如表3所示。对于回归方程（1），可知对于参加了新农保的实验组（tr=1），可以用β+β及β+β+β+β分别表020123示其在参保前后主观幸福感状况，而ΔU=β+β为实验组在参加农保t13前后主观幸福感的变化状况，其中表示新农保的政策绩效及其他不可观测因素的影响。类似的，对于未参加新农保的控制组而言，新农保政策实施前后其主观幸福感的变化为ΔU=β，β含有新农保政策的影011响，但不包含其他不可观测因素的影响。因此，用参保组在政策实施前后幸福感的变化状况减去控制组在政策实施前后主观幸福感的变化状况，即得到新农保实施的净政策效果。β是衡量新农保实施绩效的3指标，如果新农保给老人的主观幸福感带来正的影响，则当被解释变量为生活质量（life_ qlity）、快乐感（happiness）时，其符号应该显著为正；而当被解释变量为恐惧感（fear）、无用感（useless）时，其符号应显著为负。表3　双重差分各参数含义

使用双重差分法的重要前提是同趋势假定和随机性假设，即实验组和控制组的变动仅依赖于时间而不存在系统性差异。虽然是否参保是老人自愿选择的结果，但是根据描述性统计部分的结论可以发现，参保行为的选择具有明显的内生性，存在严重的选择性偏误，违反了做双差分所必备的同趋势假定。此时我们可以使用倾向值匹配双差分（PSMDID）方法进行估计（Heckman et al．，1998），该方法首先通过倾向值得分对参保组个体在控制组中匹配得分相似的样本进行配对分析，使数据接近于自然实验的状态，从而消除非随机性的参保行为所导致的选择性偏误；然后再进行双重差分对匹配后的样本进行估计，进一步消除可观测的个体效应及不可观测的时间效应，从而得出纯粹的新农保的政策效应。四、实证结果及分析（一）农村老人主观幸福感的全样本回归结果

用OLS方法对农村老人主观幸福感的全样本回归结果如表4所示。因变量包括生活满意度、乐观程度、快乐感、恐惧感、孤独感及无用感6个指标，自变量包括参保年份、是否参保及二者交互项；新农保的幸福绩效主要从交互项的系数及其显著性体现出来；控制变量包括社会人口学特征、身体健康状况和家庭支持状况三大类16个变量。表4　新农保政策幸福绩效的全样本回归结果续表续表注：∗、∗∗、∗∗∗分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

观察对全样本主观幸福感用OLS方法回归结果（见表4）发现，新农保对参保老人的幸福感变化影响是比较复杂的，全样本OLS回归中乐观程度系数为正且在95%的置信度水平上显著，然而却对生活满意度无显著影响，但是老人的快乐感显著降低，这显然与其他因变量的回归结果相冲突，有待进一步分析解释。

全样本OLS回归主要考察控制变量中不同个体特征对农村老人主观幸福感的影响。通过观察各控制变量对主观幸福感的回归系数，可以发现以下有趣的结论。

观察人口社会学特征类控制变量的系数发现：①老人年龄越大主观幸福感越低，该结论对“年龄越大幸福感越强”及“幸福感随年龄呈U形变化”的观点提出质疑，随着年龄的增大，同龄人的去世及身体器质性功能的衰退和丧失，使得老人的孤独感增强，感到自己越老越不中用，也很难像年轻时一样轻松快乐。②老年男性在乐观程度和恐惧感方面的幸福程度显著高于女性，但是生活质量评价显著低于女性，可能一是因为女性对生活的满足感或忍耐程度高于男性；二是女性更容易得到亲友物质形式和非物质形式的支持，从而提高女性老年人的生活满意度。③婚姻状况方面，已婚并且与配偶居住的农村老人由于需要共担支出，但经济支持有限，在生活满意度方面劣于其他婚姻状况的老人，但是后者明显比与配偶一同居住的老人更为孤独。④汉族农村老人的幸福感显著高于少数民族的农村老人，可能是受到儒家传统孝道文化的影响，但由于在市场经济下汉族老人的家长权威受到更为严峻的挑战，他们也更深刻地感到越老越不中用。⑤幸福感的地区差异极为显著，对比中西部地区，居住在东部经济发达省份的农村老人感到更加幸福，但其无用感甚于中西部地区的农村老人，应该也是因为受到更多市场经济的冲击。⑥受教育程度的提高对农村老人各项主观幸福感的提升极为明显。

老人的健康状况与其主观幸福感存在显著的正相关关系：自评健康良好、日常生活能力完好、无慢性病的老人的主观幸福感明显强于身体健康状况一般及较差、日常生活能力受损、患有慢性病的农村老人。

最后考察家庭支持状况对老人主观幸福感的影响：①与独居的老人相比，和家人一同居住可以提高老人的幸福感，他们的生活满意度显然更高，Becker对此的解释是，老人与子女同住可以实现家庭生产和消费的规模经济效应（Becker，1981），可以从子女处获得许多隐性经济支援，如食物分享、家务分担以及非正式的照料；同时，和子女居住有利于老人维持原有的社会关系网络，减轻了老人负向的幸福感，老人的孤独感和无用感得到显著缓解；由于住在养老院的老人只占全样本的1%～2%，本文不作详细分析，但是可以发现，与独居的老人相比，他们的幸福感相对更高。②家庭的经济支持对提升老人的幸福感作用极为显著，老人的幸福水平与收入水平之间存在着正向联系，特别是老人自评的相对收入以及家庭经济支持的作用尤为显著。③与农村传统的“多子多福”观念相悖，本文发现子女数量、是否有儿子等因素与老人主观幸福感并无显著的因果关系。子女数量越多，财产纷争越多，老人会感到不受欢迎，无用感更强。但是由于中国农村的传统是养儿防老，儿子（而不是女儿）应尽到赡养老人的义务，因此没有儿子的老人可能面临无人赡养的困境，其孤独感和无用感更强。（二）新农保参保的幸福绩效滞后性研究

已有研究表明，新农保政策真正发挥效果需要至少半年时间（陈华帅、曾毅，2013）。为了研究新农保政策的幸福绩效是否具有时滞性，本文在全样本回归的基础上对参保组按参保时间长短（分别不少于半年、不少于一年和不少于一年半）逐步剔除样本后与控制组样本重新合并为面板数据，并同时采用OLS固定效应（FE）模型和PSMDID方法做回归分析，分别考察参保时间达半年、一年和一年半的参保老人的幸福绩效。

表5及表6显示，对全样本面板数据用OLS方法进行回归得出的固定效应和用PSMDID方法得出的回归结果基本一致，乐观程度的提高、快乐感的下降在PSMDID的结果中都更为显著，在面板OLS回归中农村老人的孤独感并不显著，但在倾向值匹配双差分后在90%的水平上显著。从置信度水平看，与面板OLS回归相比，PSMDID的结果显著性更高。同时在逐步删除实验组中参保时间较短的个案，分别进行OLS回归（表5）和PSMDID（表6）研究参保行为对农村参保老人的主观幸福感影响的滞后性时，可以看到比较OLS结果，PSMDID方法研究显示参保效应的滞后性有着更为显著的影响。这是由于实验组和参保组在新农保实施前便存在显著的差异，造成了参保行为的非随机性，用普通OLS方法进行固定效应分析，虽然消除了样本的个体效应和时间效应，但样本的非平行趋势性使固定效应分析无法得出可靠的结论。本文在用PSMDID进行回归时，首先应用核匹配（Kernel Matching）的方法给出各样本的倾向值得分，再在倾向值得分相似甚至相同的基础上对实验组和控制组的样本进行配对，控制住了参保组参保行为在可观测因素基础上的选择性偏误，随后再做双重差分进行固定效应分析，使得出的政策处理效果更加可信。表5　OLS方法研究新农保参保的幸福绩效滞后性回归结果表6　PSMDID方法研究新农保参保的幸福绩效滞后性回归结果注：①∗、∗∗、∗∗∗分别代表10%、5%、1%的显著性水平。②该表仅列出自变量为“是否参加新农保”的回归系数，未在表中列出的控制变量有社会人口学特征（性别、年龄、民族、居住地、受教育状况和婚姻状况）、老人身体健康状况（身体健康程度、身体质量指数、日常生活能力）、家庭经济状况（相对收入、绝对收入）及家庭支持状况（居住状况、子女存活数、是否有儿子）。

对全样本应用核匹配方法做PSMDID分析，LR chi＾2（16）=59.94，P=0.0000，可见未匹配前参保组和实验组在16个控制变量上确实存在显著差异，说明样本是适合做倾向值匹配分析的，附录为根据控制变量计算倾向分值配对后的匹配程度检验，配对后控制变量误差消减结果良好，控制组和实验组在控制变量上无显著差别，可见以PSMDID方法得到的政策处理效应值更为可信，因此我们将主要以PSMDID得到的新农保参保的政策处理效应为主进行分析和讨论。

通过逐步剔除参保时间较短的个案可以发现，新农保对参保老人主观幸福感的影响具有时滞性，且幸福感各分量变化状况不尽相同。

参加新农保对老人的生活满意度没有显著的影响，因为生活满意度与物质支持有着较强的相关性，虽然政策规定参保老人每月可以领到至少55元的养老金，同时按正常预期，基础养老金额度应该随着政策的实施逐步提高，但事实上从2009年9月政策颁布之初到2014年7月都没有再变动过，受到物价指数一路走高的影响，老人的生活质量并无实质性的改善，PSMDID结果中生活满意度的系数甚至随着参保时长的增加而减少，虽然在统计上不显著。

然而生活满意度无显著变化并没有对农村参保老人的乐观程度造成负面影响，相反的是，参保老人的乐观程度在全样本中是极为显著的，而且随着参保时长的变化，该结果更加稳定。对比生活满意度也可以说明，大多数农村老人每月所获得的55元基础养老虽然无法满足其基本的日常生活支出，但是“聊胜于无”的想法使新农保对老人的精神慰藉效果显著高于经济收益，从而提高了老人对生活前景的预期，老人看待事物也更为乐观。

参保老人的快乐感也随着时间的变化由显著降低到显著提高，猜测可能是新农保以子女同时参保老人才能领取养老金的“捆绑式缴费政策”使老人与子女家庭间产生了较多矛盾纷争，对老人的感情造成了负面影响（刘善槐等，2011）。但是随着时间的变化及人们参保意识的增强，老人领取到了养老金，这也在一定程度上减轻了子女的养老负担，老人的快乐感逐渐提升。与快乐感相类似，无用感系数为负且随时间变得更为显著。

同时，老人的孤独感较参保之初明显减轻，随着参保时长的变化，老人孤独感的改善更为显著，虽然老参保老人的居住模式在参保后没有发生明显的变化，但是与子女联系频率和社会支持的增加显著减轻了老人的孤独感。

一般认为，恐惧感与性格及宗教信仰存在显著的关系，但是发现，参保后恐惧感的系数逐渐减小变为负值，这说明参保后老人的恐惧感有所减轻。

总体而言，当逐步剔除了参保不满半年、不满一年及不满一年半的参保组样本后，新农保对于农村参保老人主观幸福感的影响呈现出逐渐增强的积极趋势，这说明新农保的幸福绩效是显著的，但是政策绩效的发挥具有一定的时滞性，对老人增强幸福感的影响需要参保至少一年至一年半后才能显现出来。五、结论及政策建议

本文利用CLHLS的数据对新农保政策的幸福绩效进行了考察，通过倾向值匹配后双重差分的方法进行回归分析发现，新农保对参保老人主观幸福感的改善有显著作用，与未参保的老人相比，参保老人的乐观程度有了显著提高，消极幸福感也在一定程度上有所消减，新农保发挥了较强的心理慰藉作用。同时，按参保时间逐步剔除样本进行回归可以发现，新农保政策幸福绩效的发挥具有时滞，6个主观幸福感的分量指标也并非一致变化。

本文还简要分析了影响农村老人主观幸福感的其他因素，发现文化程度较高、身体健康、与家人居住、家庭经济状况较好的老人，其主观幸福感更强，精神状况更好。

本文具体研究了参加新农保对参保老人主观幸福感的影响，相对于已有的新农保政策绩效研究，我们更倾向于考察政策实施后老人精神状况的变化，认为主观幸福感的提高能从另一方面反映新农保政策实施对农村老年人群体福利水平的真实影响，因此，本研究的方向和结论都具有重要的现实意义。本文主要选取CLHLS问卷中现有的6项指标来衡量老人的主观幸福感，但由于幸福感主要属于心理学研究的范畴，本文指标选取的科学性还有待商榷，这也是以后需要改进的地方。

针对本文的研究结论，我们给出了以下政策建议：第一，中央和各级地方政府应按财政承受能力扩大财政补贴力度，根据货币实际购买力逐步提高居民基础养老金额度。第二，完善农村基本保障制度，同时继续巩固家庭养老、社会救助及土地保障的共同作用。只有让老人的生活有了坚实的物质基础和制度保障，才能让他们真正做到老有所乐，在快乐中安度晚年。参考文献

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摘　要：本文从行政垄断和要素非对称扭曲的角度对中国国有和非国有部门的工资差距进行了解读。本文认为，与重工业优先发展战略强调的要素价格低估不同，新常态下中国国有部门的要素价格存在着非对称扭曲——资本价格低估和劳动力价格高估，而这又与行政垄断密不可分，即“政企合谋”。行政垄断和要素非对称扭曲，一方面确保了国有部门的“虚假利润”和“高工资”，另一方面引起了非国有部门的“低利润”和“低工资”。利用2000—2014年的省际面板数据，本文对行政垄断、要素非对称扭曲和两部门工资差距进行了实证检验，结果表明，国有部门的要素非对称扭曲并不必然引起两部门的工资差距，行政垄断和要素非对称扭曲的结合才是引起两部门工资差距的根本原因。越是落后的地区，行政垄断和要素非对称扭曲的程度越高，两部门的工资差距也越大，从而在统一的研究框架内同时说明了中国两部门工资差距的时序特征和地区差异。最后为本文的结论和相关启示。

关键词：行政垄断　要素非对称扭曲　国有部门　非国有部门　工资差距

作者简介：李勇（1984—），四川南充人，西北大学经济管理学院副教授；王满仓（1963—），陕西渭南人，西北大学经济管理学院金融系主任、教授、博士生导师。一、问题的提出

中国经济进入新常态以来，国有部门和非国有部门（两部门）的工资（收入）差距问题日益凸显，对收入（社会）公平和持续经济增长构成了严重挑战。进一步仔细观察可以发现，中国两部门工资差距在时间和空间上表现出两个重要的特征：从时间维度看，2000年以来，国有垄断部门的工资（收入）水平持续增长，远高于非国有部门，[1-3]而且这种差异还在逐年增大。从空间维度看，中国两部门的工资[4]差距表现出明显的地区差异。根据徐永巍的计算，市场化水平较高的上海市，两部门工资差距和失业率较低（工资差异系数为0.97，失业率为0.09），市场化水平较低的湖北、安徽两部门工资差异较高，(1)工资差异系数分别达到了1.30和1.56，失业率分别为0.14和0.17。根据市场化水平的地区分布特征可以进一步推论，越是落后的地区，市场化水平较低，两部门的工资差距和失业率便越大；越是发达的地区，市场化水平较高，两部门的工资差距和失业率则越小。那么，应该如何理解中国两部门工资差距在时间和空间上表现出来的差异呢？[5-8][7]

部分研究者强调劳动力市场分割的影响。其中，邢春冰发现，在经济转型的大背景下，两部门的工资形成机制存在显著差异：非国有部门的工资主要由市场因素所决定。国有部门在“产权模糊”和“所有者缺位”等因素的影响下，其工资水平的确定往往受到非市场因素的影响。因此，中国劳动力市场存在着普遍的所有制分割，两部门劳动力在教育、人力资本和经验等技能的回报率上存在显著的差异[5]（分割），是导致不同所有制企业工资差距拉大的重要原因。劳动力市场分割（教育、人力资本的分割）对两部门工资差距的影响是不均(2)[9]匀的。更为重要的是，即使控制不同劳动者的人力资本和劳动生产率特征，两部门的工资差距仍然还有无法解释的部分。因此，中国[10]两部门的工资差距更多的是受体制性因素的影响。[11-14]

根据这个思路，有研究者认为垄断因素是引起行业间、企业间工资差异拉大的主要原因。一方面，垄断行业通过非市场化的手段（主要是通过行政手段完成对资源的排他性占有）获得超额利润，并在此基础上将部分超额利润转化为“高工资”“高福利”；另一方面，垄断行业还依靠其垄断力量对市场价格施加影响，将这些行业的高工资和高福利成本直接转嫁给消费者或政府。因此，垄断和所有制因素是影响企业（两部门）工资差距的重要因素。应该说，垄断和所有制与新常态时期中国要素市场化改革滞后、要素价格普遍存在扭曲的制度背景相结合，可以成为理解中国两部门工资差距时空差异的逻辑起[15][16]点。但正如岳希明等、褚敏和靳涛等所指出的，“与发达国家垄断企业通过制定高价谋求高额利润不同，中国的垄断部门与政府行为相结合，表现出强烈的行政垄断特征”。在这一背景下，中国国有部门的要素扭曲与整体的要素扭曲存在着差异，国有部门的要素价格扭曲存在着非对称特征：资本价格的向下扭曲（低估）和劳动力价格的向上扭曲（高估）。

沿着这个逻辑，本文主要分析行政垄断、要素非对称扭曲影响两部门工资差距的内生机制。本文发现，国有部门的要素非对称扭曲并不必然导致两部门的工资差距，行政垄断与要素非对称扭曲的结合才会引起两部门的工资差距。行政垄断和要素非对称扭曲一方面确保了国有部门的“虚假利润”和“高工资”，另一方面却“挤出”了本应用于非国有部门的要素投入，进一步导致其利润受到“侵蚀”，工资增长缓慢。因此，行政垄断和要素非对称扭曲的程度越高，两部门的工资差距越大。这个研究视角不仅可以解释两部门工资差距的时序特征，还可以解释两部门工资差距的地区差异，从而为理解新常态时期中国两部门工资差距的时空差异提供一个逻辑自洽的理论分析框架。

本文的贡献主要体现在以下3个方面：①与以往文献从微观视角关注两部门的工资差距不同，本文主要从宏观层面关注中国两部门工资差距的时空差异；②与以往文献强调定量计算不同，本文主要从行政垄断、要素非对称扭曲两个方面对两部门工资差距的成因进行理论探讨，这个研究视角可以同时解释两部门工资差距的时序和地区特征；③与以往文献单纯从两部门内部探讨工资的形成机制不同，本文还发现国有部门的高工资同样会引起非国有部门的低工资，即两部门(3)的工资是存在着负向关联的。二、中国两部门工资差距时空差异的内在逻辑

改革开放以来，中国虽然实现了快速的经济增长，但要素市场化改革一直滞后，政府的行政垄断产生了国有部门要素价格的非对称扭曲：一方面，政府压低资源、能源的价格，以确保国有部门获得“超[14]，[16]额利润”，进一步转化为“高工资”和“高福利”；另一方面，国有垄断部门劳动力享受着较高的制度“红利”，具有正的工资

[2]，[3]升水。那么，在国有部门效率较低和其他非经济目标（如就业稳定）等因素的影响下，政府便不得不通过行政垄断等手段维持国有部[17]，[18]门的“虚假”利润，并进一步转化为“高工资”。行政垄断和要素非对称扭曲相互依赖，密不可分。与此同时，这种要素配置方式是以“挤出”非国有部门的要素投入量为代价的，这导致了非国有部门的利润被“侵蚀”，工资增长缓慢。因此，行政垄断和要素非对称扭曲构成了理解两部门工资差距拉大的重要逻辑。

1. 国有部门资本价格的向下扭曲（低估）与两部门的工资差距

资本价格扭曲主要体现在价格低估和信贷所有制歧视两个方面：①在财政分权以及“晋升激励”等因素的作用下，地方政府通过补助、定价调控等方法，将土地、电力以及包括水在内的其他公共资源[16]等关键投入品的价格保持在较低水平；②在资金的分配使用上，银行的信贷资金存在着典型的所有制“歧视”，作为经济增长重要推动力的民营经济在贷款门槛、抵押担保以及筹资渠道等方面或多或少地[19]，[20]受到了国有金融部门的差别对待，中、小企业普遍融资难。根[21]据卢峰和姚洋的估计，非国有部门对GDP的贡献超过了70%，但其所获得的贷款不超过银行正式贷款的20%。资本价格的扭曲和信贷所有制歧视改变了资金的分配流向，引起了“软预算约束”和国有部门的低效率。其结果将导致国有部门不得不通过“寻租”“游说”或者“施压”等方式向政府寻求帮助，政府也被动地通过行政垄断（具体包括补贴、扭曲价格、进入规制以及提高进入壁垒等方式）维持国有部门的“虚假”利润。与此同时，国有部门产权安排的固有缺陷（所有权“虚置”）扭曲了“委托—代理”机制，这使国有部门工资的决定机制偏离了利润最大化机制，公司管理层通常具有通过提高职工工资的方法来增加自身“权威性”和“邀买人心”的倾向，其结果导致[22]，[23]国有部门的部分垄断利润转化为“高工资”。

然而，资本价格的扭曲和信贷所有制歧视虽然增加了国有部门的垄断利润和工资，但却阻碍了非国有部门的发展。这主要是因为，资本价格的扭曲和信贷所有制歧视虽然使国有部门获得了大量的信贷资金，但在软预算约束等因素的影响下，国有部门的效率一直较低。在这种情形下，政府便不得不通过行政垄断的方式维持国有部门的“虚假”利润。这种资金配给方式间接“挤出”了本应用于非国有部门的资金，极大地损害了非国有部门的发展机会和利润，产生了极大的宏[24]观效率损失。例如，丁启军和伊淑彪发现，2006年全国11个行政垄断性行业由于行政垄断所造成的包括内部生产效率损失、寻租成本和社会福利损失在内的总福利损失达到30691.56亿元，占当年GDP的[25][26]14.55%。刘瑞明和石磊、刘瑞明也发现，信贷所有制歧视和国有部门比重的增加对非国有部门和总体的经济增长产生了严重的拖(4)累。据此可以进一步推论，在国有部门就业能力较低的前提下，即使非国有部门的工资和就业由市场机制决定，其增长也会因为利润被“侵蚀”受到极大的影响。因此，行政垄断和资本扭曲的程度越高，两部门工资差距和失业率便越大。

2. 国有部门劳动力价格向上扭曲（高估）与两部门工资差距

1978年以来，市场化改革使得国有部门在竞争的市场环境下“举步维艰”，具有高人力资本的国有部门劳动力通过“下海”“跳槽”等方式进入非国有部门。可以说，一段时期非国有部门的工资水平是[8]，[27]高于国有部门的。但随着产权改革的稳步推进，国有部门逐渐从竞争领域退出，并通过“资产重组”“抓大放小”等方式加强了其在石油、能源、化工等关键领域的影响，其绩效稳步提高、工资水平[1]，[6]不断增长。但国有部门的利润是“虚假”的利润，是依靠其垄断地位获得的，其高工资也不能反映正常的劳动生产率和人力资本水[2]，[3]平，该部门的劳动力享受着制度红利——“工资升水”。

不仅如此，就业稳定是政府除了经济增长外的又一个重要目标。[28]，[29]与非国有部门相比，政府干预国有部门的成本较低。在这一背景下，冗员就业、承担社会性保障功能就构成了国有部门政策性负担[30]的重要来源。但是，国有垄断部门的要素禀赋优势和工资决定机制又决定了其解决就业的能力较弱，其结果使得国有部门存在着普遍的[31]“冗员”。例如，Bodmer发现，83%的国有部门存在过剩就业，工[32]人的实际就业量超出需求水平大约20%。Dong和Putterman的研究也显示，国有部门的平均劳动冗员率从1991年的28.6%上升到1994年的44.4%。普遍存在的冗员导致国有部门背负了沉重的“政策性负担”，影响了这些部门的绩效，这又使得政府不得不通过扭曲信贷、提供补贴和提高进入门槛等方式维持其利润。然而，这种方式是以损害非国有部门利润和就业能力为代价的，不仅限制了国有部门的劳动力需求，同时还挤出了本应用于非国有部门的资金和就业需求，进一[33]步导致非国有部门的利润和工资水平较低，总体的失业率较高。因此，行政垄断和劳动力扭曲的程度越高，两部门工资差距和失业率也越大。

结合以上讨论，本文提出可供验证的3个研究命题：

命题1：行政垄断和资本价格扭曲的程度越高，非国有部门的工资水平越低，两部门（国有部门、非国有部门）的工资差距也越大。

命题2：行政垄断和劳动力扭曲（高估）的幅度越大，非国有部门工资越低，两部门的工资差距也越大。

命题3：行政垄断和要素非对称扭曲的程度越高，总体的失业率越低。三、指标设计、模型和估计方法

1. 指标选取、变量定义和具体计算方法（1）被解释变量。本文的被解释变量包括非国有部门平均工资增长率（NSOE_ SA）、两部门工资增长率差异（DIFF）和失业率（UNEM）3个指标。根据各年度统计年鉴的口径，非国有部门被定义为除了国有部门、港澳台、外商投资单位外的所有内资单位，然后以各部门就业人数占总就业人数的比重为权数核算非国有部门平均工资增长率，并最终计算出NSOE SA和DIFF两个指标。除此之外，行政垄断和要素非对称扭曲还会对总失业率产生影响，本文用UNEM这一指标加以反映，具体核算方法为“地区城镇登记失业人员／地区总人口数”。（2）核心解释变量。①资本向下扭曲（低估）：中国金融市场化改革一直相对滞后，利率的浮动还不完全由市场因素所决定，因此无法用利率直接反映资本价格扭曲的程度。但从现实来看，国有部门所[11][11]，承担的资本成本较低可以成为一个共识。沿用大多数研究文献[34]的做法，本文使用国有部门贷款比重（RSLOAN）和国有固定资产比重（SFE）间接反映国有部门资本扭曲的程度。另外，由于无法从公开的统计资料中直接获得国有部门贷款的数据，本文参照了刘瑞明[11][34]和王守坤的计算方法，利用“残差结构一阶自相关的固定效应模型”进行估计。②劳动向上扭曲（高估）：对于国有部门劳动力扭曲的程度，本文利用国有部门工资增长率（SOE SA）和国有部门就业比重（SOE LA）两个指标加以反映，两个指标的具体核算方法分别为：“当年地区国有部门城镇就业人员平均工资／上年地区国有部门城镇就业人员平均工资－1”和“地区国有单位职工人数／地区人口[35]，[36]总数”。③行政垄断：对于行政垄断的测度，以往文献根据行政垄断所产生的结果，用“政府支出”“财政分权”和“市场分割”等指标进行衡量，但这种做法显然是不合适的，行政垄断的含义不仅[37]包括结果，还包括制度、行为等因素。因此，于良春和余东华从制度、结构、行为、绩效等4个方面对行政垄断的内涵进行了界定，并据此编制了中国地区性行政垄断指数（2000—2006年）。这一指数无论理论内涵还是数据质量都是较为合理和全面的，故本文使用这一指数来衡量行政垄断程度，对于2007—2014年之后的数据则利用该方法继续填充。（3）控制变量。为了剔除其他因素对两部门工资差距的影响，本文选取的控制变量包括：①人力资本（HC）：一方面，国有部门的人力资本优势是该部门存在工资溢价的重要原因；另一方面，人力资本对工资差异的贡献在工资分布区间并不均匀。从工资差异看，在工资分布的高端，工资差异完全体现为人力资本的差异；在工资分布的低端，工资差异有很大一部分是人力资本无法解释的，即人力资本溢价，这是由国有部门“共享式”的工资决定模式所造成的，这种模式倾向于在压低高技能劳动力报酬率的同时抬高低技能劳动力的报酬率[9]。据此可以进一步推断，人力资本越高，两部门的工资差距越小。本文控制了这一因素对两部门工资差距的影响，具体计算方法为“各地区普通高校人数／各地区总人口”。②城市化（UBR）：城市化率的提高有助于吸收农村中的剩余劳动力，并将其转移到非农产业。然而，在户籍制度、劳动力市场分割等因素的影响下，农村剩余劳动力[38](5)还无法进入国有垄断部门等高收入行业。因此，城市化率的提高将会因为增加非国有部门的劳动力供给降低非国有部门的工资水平，本文城市化指标的具体计算方法为“地区非农人口数／地区总人口”。③外商直接投资（FDI）：FDI将通过技术外溢效应、要素均等[39]，[40]化效应对东道国的工资水平产生影响。然而，国有垄断部门还存在着严格的市场准入，外商直接投资对国有垄断部门的工资水平影响还较小，外商直接投资越高，两部门的工资差距越小（预期符号为负），本文同样控制了这一因素的影响，具体计算方法为“地区实际利用外商直接投资／地区国内生产总值”。④投资增长率（FAR）：与之前从结构上分析资本价格扭曲对两部门收入差距的影响不同，投资增长率则反映了投资规模对两部门工资差距的影响。投资的规模越大，分配给国有部门的信贷资源便越多，两部门的工资差距也越大，理论预期符号为正，具体的计算方法为“当年地区固定资产投资／上年地区固定资产投资－1”。

本文利用2000—2014年全国28个省、直辖市、自治区的省级面(6)板数据构建了相应指标进行实证检验，数据来源于各年度的《中国统计年鉴》《中国金融统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。为了剔除价格因素的影响，本文分别以2000年的GDP平减指数、固定资产投资价格指数为基期，将其换算成定基指数后对相应年份的产出、固定资产进行了调整，从而获得了这些变量的实际数据，地区实际外商直接投资额则利用当年的中间汇率进行了调整。

2. 检验模型

本文检验要素非对称扭曲与两部门工资差距的具体估计模型为

式（1）中，y为反映两部门工资差距（DIFF）、非国有部门工it资增长率（NSOE SA）等因素的被解释变量；X为反映要素非对称1it扭曲的核心解释变量；β为待估参数；Control为影响被解释变量的其jjt他控制变量；μ为个体效应；u为时间效应；ε为残差。itit

为了检验行政垄断、要素非对称扭曲与两部门工资差距之间的关系，本文进一步构建模型（2）

式（2）中，X为反映行政垄断（MON）的核心解释变量；X×2it1itX为交互项，代表行政垄断、要素非对称扭曲对两部门工资差距的2it综合影响。四、实证分析

本文实证检验主要包括两部分：①进行全样本估计，以形成对于行政垄断、要素非对称扭曲与两部门工资差距的总体认识；②由于行政垄断、要素非对称扭曲在区域间存在差异，故继续利用相关指标进行分地区估计。

1. 全样本估计结果

表1列示了行政垄断、资本扭曲和两部门工资差距的静态面板估计结果。按照面板模型的估计步骤（F检验和Hauseman检验），本文最终选择了固定效应模型。模型（1）－模型（4）为行政垄断（MON）、资本价格扭曲（RSLOAN和SFE）与非国有企业工资增长率（NSOE SA）的估计结果。根据模型（1）和模型（3）可以发现，国有企业贷款（RSLOAN）和国有企业固定资产投资（SFE）本身的估计系数虽然为负，但却不显著。于是，本文进一步加入行政垄断和资本价格扭曲的交互项，检验其对非国有企业工资的影响。如模型（2）和模型（4）所示，在加入了行政垄断和资本价格扭曲的交互项后，RSLOAN和SFE的估计系数虽然仍不显著，但行政垄断和资本价格扭曲交互项（MON×RSLOAN，MON×SFE）的估计系数已经通过了5%的显著性水平检验，估计系数分别为－0.23和－0.66。模型（5）－模型（8）为行政垄断、资本价格扭曲和两部门工资差距（DIFF）的估计结果；核心解释变量的估计结果与模型（1）－模型（4）相类似——资本价格扭曲的估计系数不显著，交互项的估计系数显著为正，分别为0.37和0.19，这说明行政垄断和资本价格的低估不仅制约了非国有部门工资水平的提高，还引起了国有部门、非国有部门工资差距的扩大，是两部门工资差距拉大的重要原因，即命题1得证。表1　行政垄断、资本扭曲与两部门工资差距的全样本估计结果续表注：利用Stata11.0估计得出；∗∗∗、∗∗、∗分别代表1%、5%和10%的显著性；括号内为T值。

国有部门的要素非对称扭曲不仅表现为资本价格的低估，还同时表现为劳动力价格的高估。为此，本文重复表1的分析步骤进一步估计了行政垄断、劳动力价格扭曲和两部门工资差距之间的关系。如表2所示，劳动力扭曲的估计结果与资本扭曲的估计结果相一致：国有部门工资（SOE SA）、国有部门就业人数（SOE LA）的估计系数不显著，但在加入了行政垄断和劳动力价格扭曲这一交互项后，交互项的估计系数通过了5%的显著性水平检验。行政垄断和劳动力价格扭曲（MON×SOE SA、MON×SOE LA）每提高1个单位，将导致非国有部门的工资（NSOE SA）下降1.66个和1.88个单位，两部门的工资差距（DIFF）提高1.37个和1.06个单位，说明行政垄断和劳动力价格的高估是抑制非国有部门工资提高、引起两部门工资差距拉大的又一重要原因，命题2得证。表2　行政垄断、劳动力扭曲与两部门工资差距的全样本估计结果注：利用Stata11.0估计得出；∗∗∗、∗∗、∗分别代表1%、5%和10%的显著性；括号内为T值。

控制变量的回归结果中（见表1和表2），人力资本（HC）的估计系数除了模型（4）外，总体的估计结果均不显著，这说明现阶段的国有部门虽然存在着人力资本“优势”，但其“共享式”的工资制度使得人力资本对两部门工资差距的影响是不均匀的，二者之间不是简单的线性关系，这与本文之前的分析是一致的。其他控制变量的作用方向与理论预期的分析结果相一致（UBR和FAR的估计系数显著为正，FDI的估计系数显著为负），故不再详述。

行政垄断、要素非对称扭曲还会对失业率产生影响，本文也对此[33]进行了估计。如表3所示，在国有部门就业能力较低的前提下，行政垄断和要素非对称扭曲还通过“挤出效应”抑制非国有部门和总体的就业需求。行政垄断和要素非对称扭曲的程度越高，总体的失业率也越高。为此，本文还对行政垄断、要素非对称扭曲和失业率之间的关系进行了实证检验。模型（17）－模型（20）为行政垄断、资本价格扭曲与两部门工资差距的估计结果，模型（21）－模型（24）则为行政垄断、劳动价格扭曲与两部门工资差距的估计结果。根据这些估计结果可以发现，资本（劳动）价格扭曲本身并不会对两部门的工资差距产生影响（系数不显著），但在加入了行政垄断这一交互项后，交互项的估计系数显著为正，通过了5%的显著性水平检验，说明行政垄断和要素非对称扭曲确实提高了总体的失业率：行政垄断和资本价格扭曲每提高1个单位，总体的失业率将提高0.27个和0.18个单位；行政垄断和劳动力价格扭曲每提高1个单位，将导致总体的失业率增加1.07个和0.88个单位，命题3得证。表3　行政垄断、要素非对称扭曲和失业率的估计结果续表

试读结束[说明：试读内容隐藏了图片]

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