个人工资收入证明工资占收入的比例.docx

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个人工资收入证明工资占收入的比例

个人工资收入证明-工资占收入的比例

养老金双轨制差距增大占工资收入比重逐年下降　　养老金双轨制差距增大占工资收入比重逐年下降

　　有消息称，目前人社部已有成型的养老金改革方案，正在修改完善。

方案对养老金入市、养老金双轨制、延迟退休等改革的总体方向不会有太大变化。

　　随着我国养老金占工资比重逐年下降，社保制度主要目标之一的“保基本”正在弱化，亟需对社保制度作出整体改革。

　　国际劳工组织制定《社会保障最低标准公约》，提出养老金替代率，也就是退休工资占收入比的最低目标为55%。

　　据中国社科院世界社保研究中心发布的《中国养老金发展报告2016》对城镇基本养老保险替代率进行测算，数据显示，养老金替代率由2002年的%下降到xx年的%，此后一直呈下降趋势，到2016年，这一数字更是降至%。

　　而按照人社部专家咨询委员会专家、中央财经大学社保系主任褚福灵测算，2016年我国企业养老金替代率仅为%，低于国际警戒线。

　　健全养老金调整机制

　　养老金替代率不仅关系到退休人员的切身利益，且同整个基本养老保险制度的运行密切相关。

作为整个养老保险制度体系的关键点，替代率水平是否合理，反映的是整个制度的安排和政策取向。

　　中国社科院世界社保研究中心副秘书长齐传钧认为，不只是中国，从上个世纪90年代开始，很多发达国家的养老金替代率也开始进入下降通道，当然二者原因不同。

对于发达国家而言，因为人口老龄化更为严重，在经济全球化过程中竞争力开始相对下降，不得不通过降低养老金待遇来减轻对实体经济税负的影响。

　　有学者认为，我国养老金替代率下降的主要原因，并不是退休金增长速度慢，而是近年来在职劳动者平均工资收入增长异常迅速。

　　根据国家统计局数据估算，2000-2016年，我国城镇职工工资水平年均增长率接近15%。

同一时期，基础养老金水平仅按10%的标准提高，明显低于同期城镇职工平均工资的增长速度，自然导致养老金实际替代率水平下降。

　　齐传钧表示，对于中国而言，养老金替代率下降主要是基本养老保险制度统筹层次不高，一些地方养老金发放困难，根本无力保持住目标替代率水平不变，而一些基金结余比较高的地方在发放养老金困难地区的衬托下，没有提高养老金待遇的政治动力，反而把降低缴费率，增强本地企业的竞争力作为理性选择。

　　另外，养老金自动上调机制迟迟没有建立起来，而人为调节幅度始终低于社会平均工资增长率，从而导致退休者养老金替代率水平继续走低。

目前我国仅对城镇企业职工基本养老保险领取制度做了调整。

　　虽然从xx年开始，我国连续上调城镇职工基本养老金10%，但直到今天，依旧没有出台明确的养老金调整机制。

同时，不调整中国养老金的结构，机关事业单位养老金仍然比企业高，差距不是缩小而是扩大。

　　在中国的工资增长率连续多年两位数增长的情况下，替代率作为衡量不同代际间收入差距的指标，想要提高到与工资增长速度相当的替代率水平，意味着养老金的调整参数应当贴紧工资增长率。

　　养老金双轨制差距增大

　　目前，我国城镇职工的总体缴费率位居世界前列，但对应产生的替代率却相对较低，除了包括制度运行中存在的逃漏费、费基不实、提前退休等现象，一个重要的原因在于职工个人缴费的回报率过低，尤其是个人账户的投资回报过低，已严重影响到养老金的整体替代率水平。

　　另一方面，事业单位人员和公务员的养老金替代率一直维持在80%至90%的高水平，其中，公务员的替代率水平要更高。

据褚福灵

　　估算，1995年至2002年中国事业单位和机关单位的养老金替代率居高不下，总体维持在92%-107%水平。

　　西北大学公共管理学院副教授张盈华认为，机关事业单位的生活补贴由地方财力负担，具备了“准职业年金”的性质，从这个角度上看，机关事业单位退休金替代率是退休费替代率和职业年金替代率之和。

　　而城镇企业职工始终只有基本养老金，其替代率没有考虑企业年金部分或者根本没有企业年金。

因此，机关事业单位和城镇企业职工两类群体的退休收入替代率是有差别的。

　　双轨制下带来的养老金差距也引发了政府部门的关注，从xx年开始，5省市事业单位试点改革到现在，5年过去了，仍然没有实质性突破，业内人士认为，这说明在现有思路下，根本无力解决这一问题。

　　“在现有制度下即使可以实施机关事业单位养老金体制改革，也是治标不治本，原因就在于政府有太多动力和机会将自身的福利最大化，福利‘瘦身’的同时很难保证不会再反弹。

”齐传钧表示。

　　资料来源于腾讯网21世纪经济报道

全球化与劳动收入占比：

基于劳资议价能力的分析作者：

唐东波

管理世界2016年11期

　　一、引言　　自1978年推行改革开放政策，尤其是1995年以来，中国经济的自由化程度不断提高。

并且，随着国际贸易规模的不断增大和FDI流入的持续增长，中国经济的全球化水平获得了极大的提升。

1978-xx年，中国的外贸依存度已从％上升至％，实际利用外资金额从亿美元上升至亿美元，年均增长％。

中国经济已成功地融入全球化进程，中国增长模式作为诸多发展经济体的成功典范而广受推崇。

与此同时，积极参与国际市场分工协作亦给近30多年的中国和世界经济带来了深刻的影响。

一方面，中国经济高速增长为数以亿计的农业人口提供了就业机会，劳动力的大规模流动带来了中国历史上最大规模的城市化。

并且，中国经济如此广泛地改变了世界人口的日常生活，让中国的国家概念在西方变得直观可感。

另一方面，与经济增长和全球化的突出表现相比，中国居民收入水平在过去的10余年中却增长缓慢。

就初次分配中的劳动收入占比而言，大多数发展中国家和发达国家的劳动收入占比为55％～65％（Gollin，2002），然而，以中国国家统计局公布的GDP收入法中的劳动者报酬计算，1995-xx年中国的劳动收入占比从％下降为％①。

特别地，在1997年亚洲金融危机之后，劳动收入占比更是持续下降。

可见，这种收入分配状况不符合世界各国普遍的分配规律，同时也有悖于传统贸易理论中所述的基于各自比较优势的国际分工有助于提高发展中国家劳动收入占比的经典结论。

　　为了探索全球化进程中，中国劳动收入占比的变化趋势，本文将借助于开放经济中后凯恩斯对立要求模型（Post-Keynesianconflictingclaimsmodel）（Rowthorn，1977；Arestis，1986），构建以劳动市场谈判为特征的劳动收入占比决定方程，进而系统考察全球化等因素对中国劳动收入占比的影响机制。

其中，收入分配不仅取决于劳方工资议价能力和资本深化程度，而且还受到国际贸易、资本流动以及政府行为的影响。

价格水平由要素成本和汇率水平等因素决定，由此模型推导的劳动收入占比决定式将作为本文计量分析的理论基础。

　　另外，在世界经济全球化背景下，随着各国金融开放和市场结构的不断深化，金融全球化尤其是金融市场一体化进程明显加快，其结果，金融自由化显著地促进了各国经济增长。

然而，与金融全球化伴随而来的是世界经济的系统性风险显著上升，使得经济危机尤其是金融危机频繁爆发。

因此，在当前的经济稳定再次受到全球金融危机的冲击时，理解全球化进程中的金融危机对收入分配的作用机制尤为重要②。

在本文计量分析中，我们考察了1997年亚洲金融危机对中国劳动收入占比的影响。

　　本文余下部分结构安排如下：

第二节是相关文献的评述。

第三节，我们借助于后凯恩斯对立要求模型构建中国劳动收入占比的决定方程，并对中国劳动收入占比有关的经验数据做出说明，以提供进一步讨论的背景。

第四节是基于劳动收入占比理论模型的经验研究，我们首先介绍所采用的计量模型和估计方法，然后在一般动态模型框架中讨论回归分析结果，并作了进一步的稳健性检验。

第五节是关于理论模型和计量分析的全文总结及本研究的政策含义。

　　二、文献评述　　根据后凯恩斯对立要求理论，价格水平由企业按照可变成本加成法得到，企业的定价行为是决定国民收入初次分配中劳动收入占比的重要因素。

Desai（1973）、Rowthorn（1977）、Dutt（1987）和Lavoie（1992）等研究相继发现，当资本的实际收入占比低于期望值时，企业往往通过调整其成本加成比例以提高价格水平。

作为劳方而言，由于此时实际工资水平下降，名义工资在劳资议价过程中获得相应的调整，但总体上，更高的单位成本加成比例意味着更高的资本收入占比（Weintraub，1959；Harris，1978；Naish，1990）。

事实上，劳动和资本在初次分配中的收入占比，不仅取决于企业的定价行为，而且受到劳方本身的议价能力、经济发展水平、资本深化程度以及政府财政支出政策等因素综合影响。

特别地，随着全球经济一体化程度不断提高，进出口贸易和FDI流动对劳资议价的作用也将显得愈发重要。

（一）关于全球化对劳动收入占比的影响　　基于H-O（Heckscher-Ohlin）模型与Stolper-Samuelson模型的传统贸易理论认为，对于在劳动密集产业具有比较优势的发展中国家而言，在长期，全球化贸易（IMP/GDP，EXP/GDP）的扩大所带来的劳动需求的增加，通过工资与就业等因素的影响，必然会提高国民经济中的劳动收入占比。

然而，也有研究认为，劳动和资本均作为生产要素，在权衡两者之间的利益分配时，出口导向型政策往往会倚重于资本而非劳动（VanderHoeven&Saget，xx）③。

随着国际资本流动性持续增强，其对劳动要素的“惩罚效应”所导致的最终结果是，全球化进程中激烈的竞争压力已从资本转向劳动（Feenstra&Hanson，1997；Rodrik，1998；Burke&Epstein，2001；Harrison，2002）。

倘若该结论成立，那么，全球化将使得初次分配中劳动收入占比趋于下降。

　　需要指出的是，这类文献均强调了技术偏好对国民收入分配的影响。

当国际化生产活动中资本和技术扮演愈来愈重要的角色时，厂商在节约劳动投入方面所作的种种努力，其结果必然是生产活动的资本密集程度不断提高。

为获得更多资本和技术而竞争的各国经济在参与国际分工过程中，其劳动收入占比将趋于下降。

Ghosh（xx）研究证实，无论发达国家还是发展中国家，表现为劳动节约型技术进步已成为全球化生产进程中的共同趋势，并且，对于绝大多数出口导向型发展中国家而言，劳动产出弹性正逐渐降低，如果劳动生产率的提高未能在工资中获得充分体现，那么，不管高技能工人还是低技能工人，工资水平和劳动收入占比都将受到不利的影响。

　　关于FDI对劳动收入占比的影响机制，可以归纳为以下几个方面。

首先，从有利的方面讲，FDI的流入意味着新的项目和就业机会，进而直接刺激了本国劳动需求，与此同时，相对本地企业，外资倾向于支付更高的工资水平（Zhao，2001，2002；Liuetal.，xx），“工资外溢”（pecuniaryspillover）效应（Fosfurietal.，2001）将提高整体劳动报酬水平，并且，外资规范的用工标准和现代管理技术同样有助于改善劳动者的境遇（Liuetal.，xx）。

其次，FDI对劳动收入占比的消极影响也不容忽视，譬如在两部门经济中，即使吸引外资的现代部门对劳动收入占比有一定的促进作用，但由于部门之间的外溢效应非常有限，两部门经济的劳动收入差距进一步扩大，进而不利于整体就业与工资水平的提高（Gallagher&Zarsky，xx；Ghosh，xx）。

第三，外资进入亦会对国内资本产生一定的负面影响。

一方面，FDI将进一步降低内资企业的劳动工资谈判能力，另一方面也会使得中小型内资企业在劳动市场上失去竞争优势。

譬如，Feenstra和Hanson（1997）研究发现，为吸引美国FDI流入及更多技术进步的种种压力直接影响到墨西哥低技能工人的相对需求，其结果是，尽管高技能工人的需求相对增加，但占据劳动市场主体地位的低技能工人的需求锐减，国民经济中的整体劳动收入占比不断下降。

　　可以说，如果全球化进程中FDI的流动是追求经济效率的提高而不是市场份额的扩大，那么，相对较低的劳动成本显然是吸引FDI流入的主要因素。

随着FDI在经济增长中的贡献逐渐增强，劳动成本的相对上升所引发的资本外逃的种种威胁使得劳动工资下降的压力亦愈来愈大，这种为资本而竞争的全球化的必然结果即劳动工资水平被压至最低。

（二）劳动收入占比与其他经济因素的关系　　资本深化对劳动收入占比的作用并未取得一致的结论。

Diwan（2000）通过135个国家的样本进行实证考察，结论是资本深化对富裕国家的劳动收入占比有促进作用，但与穷国的劳动收入占比负相关。

Bentolina和Saint-Paul（xx）对OECD国家的研究发现，资本深化对劳动收入占比的影响显著为负。

　　关于政府财政支出的影响，Diwan（2000）研究发现，财政支出扩张有利于贫穷国家劳动收入占比的提高，类似的结论在Harrison（2002）、Lee和Jayadev（xx）和Jayadev（xx）的研究中也可得到。

　　当然，在考虑全球化对国民经济初次分配中劳动收入占比的影响时，我们无法避开经济增长本身。

在跨国研究中，Harrison（2002）发现劳动收入占比在发达国家与发展中国家呈现截然不同的变化规律：

劳动收入占比在发展中国家下降而在发达国家上升。

由此可以推论，在一个国家由发展中国家向发达国家的转变过程中，工资份额应该是先下降后上升，整个过程犹如一条U型曲线。

Elias（1990）、Hofman（2001）及Shastri和Murthy（xx）等研究也发现发展中国家的劳动收入占比趋于下降。

但是Lee和Jayadev（xx）及Jayadev（xx）的研究表明，劳动收入占比在大多数时候同经济增长正相关。

　　（三）关于中国劳动收入占比的研究　　有关中国的劳动和资本在国民经济收入分配中的比例之争，Minami和Hondai（1995）研究国有企业亏损问题时，就提出了“工资侵蚀利润”之说，然而最近的相关研究却发现，由于垄断等制度性因素，中国企业（尤其是国有企业）存在“利润侵蚀工资”的现象，由此造成劳动收入占比的下降（Kuijs，xx；王诚，xx；郑志国，xx；白重恩等，xx）。

　　为了系统回答中国劳动收入占比下降的原因，罗长远、张军（2016）从产业结构角度审视这一问题，并认为第一产业在国民经济中所占比例的下降是导致劳动收入占比下降的主要原因，类似的研究还包括徐现祥、王海港（xx）。

赵俊康（xx）认为技术进步所导致的劳动需求的减少造成了工资份额的下降。

王云飞、朱钟棣（2016）则从开发程度和劳动市场扭曲来分析要素收入分配的变化。

邵敏、黄玖立（2016）发现，1998-xx年中国工业行业劳动者报酬份额平均降低约5个百分点主要源于FDI负向的“工资溢出”效应，但贸易开放则会促进行业劳动者报酬份额的提高。

　　劳动收入占比演变规律的理论探索主要集中在新古典理论体系。

以中国经济为背景的相关理论研究的主要代表有李稻葵等（2016）、Li等（2000）、尹恒等（xx）以及王弟海、龚六堂（xx）等。

但由于新古典理论以劳动市场出清为前提，无法体现Lewis（1954）关于二元经济下无限劳动力供给这一假设，因此该理论体系下的各种学说难以解释当前的中国经济问题（龚刚、林毅夫，xx）。

与新古典理论体系不同的是，后凯恩斯经济学是一个颠覆性“无需均衡”（“withoutequilibrium”）（Arestis，1996）的开放性理论框架，当劳动市场无法出清时，该理论体系易于反映劳资双方在初次分配中的收入占比问题。

本文将试图在后凯恩斯对立要求理论框架下考察全球化如何影响了中国的劳动收入占比。

　　三、模型与数据　　

（一）模型　　在解释全球化对工业化过程中各国劳动收入占比的影响时，我们需要综合考虑本国要素市场各方“谈判力量”机制（Arestis&Skott，1993；Guscina，xx）。

例如，Onaran（2016）关于工资收入占比的跨国研究显示，全球化因素正是通过劳动市场的劳资议价机制影响了各国的工资占比水平。

因此，与新古典经济理论中技术和偏好决定生产过程中各要素收益不同的是，本文将借助于开放经济中的后凯恩斯对立要求模型，构建中国的劳动收入占比决定方程。

与此同时，考虑到中国仍处于工业化发展阶段，相对资本而言，劳动力资源较为丰裕，因此，资本深化程度对国民经济初次分配的影响就显得尤为重要④。

　　　　其中，GLOBAL为向量形式，表示进出口贸易和FDI等全球化因素。

由于实际劳动收入占比（LS）为实际协议工资（W）与实际劳动生产率（PROD）及实际价格水平（P）的比值，经对数化的线性表达式即为⑦：

　　　　综合上述分析，并考虑到政府财政支出（G）对国民收入初次分配的影响⑨，我们可得到劳动收入占比的决定方程：

（二）数据　　本文的经验研究以中国省级面板数据为基础，采样频率为年度，时间跨度为1995-xx年。

在中国内地31个省、直辖市、自治区中，西藏自治区由于缺少较多年份数据暂不考虑，重庆作为直辖市于1997年设立，为分析方便，本文将重庆市与四川省数据合并，这样我们的样本横截面单元为29个。

　　　　文中所用变量说明如下：

劳动收入占比（ls）为劳动报酬占GDP比例；劳动生产率由人均产出（y）表示；汇率水平（x）采用直接标价法，即每100美元兑换为人民币金额；经济活动人口（n）为15～65周岁人口；刻画政府行为如何影响劳动收入占比的指标（G）由政府财政支出占GDP比例表示；资本深化程度（K/Y）由资本存量与GDP比值表示；在全球化指标中，国际贸易由进口（IMP）/GDP和出口（EXP）/GDP表示，FDI/GDP指标刻画国际资本对本国劳动收入占比的影响。

为考察亚洲金融危机的影响，我们设置了虚拟变量（Dummy），即1998、1999年为1，其余各年均为0。

　　关于各指标的数据来源，ls、x与n数据源自历年《中国统计年鉴》；IMP/GDP、EXP/GDP、FDI/GDP、G及y等指标均来源于《新中国六十年统计资料汇编》，但广东省进出口数据的数量级有误，故我们以历年《中国统计年鉴》的数据为准；省级资本存量数据来自复旦大学中国社会主义市场经济研究中心“中国各省资本存量数据（1952-xx）”，xx-xx年的资本存量数据按照ZhangJun等（xx）的方法推算获得。

各主要变量的描述性统计量见表1。

　　四、计量分析　　

（一）估计方法　　本文采用以下一般动态面板数据模型，作为考察全球化等因素如何影响了劳动收入占比的基本模型：

　　　　　　以上模型估计的基本条件为各解释变量须与误差项的过去、现在和未来值均不相关，此条件下，我们称这些变量为严格外生变量（strictlyexogenousvariables），事实上，在劳动收入占比方程中，这种严格意义上的外生关系难以成立。

由于方程右边的解释变量包含了被解释变量的滞后项，从而使得解释变量与误差项相关，因此采用标准的随机效应（FE）或固定效应（RE）估计，将导致参数估计的非一致性。

可见，估计劳动收入占比动态方程最主要的困难在于如何控制各解释变量与误差项的相关性，即内生性问题。

Arellano和Bond（1991）提出差分广义矩（Diff-GMM，DifferenceGeneralizedMethodofMoments）估计法以解决模型内生性问题，并试图有效控制面板数据中各截面点难以观察的个体特征。

　　Diff-GMM估计的一个突出优点是通过控制固定效应成功地克服了变量遗漏（omittedvariable）问题，而且还较好地解决了反向因果性（reversecausality）问题。

但是，差分广义矩（Diff-GMM）估计在其差分转换中会导致一部分样本信息的损失，且当解释变量在时间上具有持续性时，工具变量的有效性将减弱，从而影响估计结果的渐进有效性。

Arellano和Bover（1995）、Blundell和Bond（1998）及Windweijer（xx）对此弱工具变量问题进一步研究并发现，将原模型中的水平方程（levelequation）并入差分方程（differencedequation）联立求解，在难以观察的各地区的固定效应与解释变量的差分不相关的弱假设下，能够得到额外的矩条件，矩条件的增加能带来估计效率的提高，这种方法被称为系统广义矩（Sys-GMM）估计。

在工具变量的选取上，Sys-GMM估计实际上是对原模型中的前定变量和内生变量，选择它们的一阶差分的滞后项作为工具变量和对应差分方程的相关矩条件一起进行回归⑩。

　　由于利用了更多的样本信息，Sys-GMM估计一般比Diff-GMM估计更有效，但其有效性需以系统估计中新增工具变量有效性为前提，Arellano和Bover（1995）及Blundell和Bond（1998）建议使用Sargan统计量（DifferenceSargan）检验，其原假设为：

新增工具变量有效。

关于动态面板数据模型滞后阶的选取，Arellano和Bond（1991）建议进一步检验估计之后的差分残差项的序列相关性作为参考标准，在本文模型估计中，将分别给出差分转换方程的一阶和二阶序列相关检验。

在一般情况下，如果没有二阶序列相关则可断定“序列不相关”的原假设成立。

GMM估计又可分为一步（one-step）和两步（two-step）估计，由于在有限样本条件下两步（two-step）估计法所得统计量存在严重的向下偏误，从而影响统计推断（Bondetal.，2001），且一步估计法的渐进误差较小，较两步估计法更为可靠（Blundell&Bond，1998），因此本文回归估计时采用一步估计方法，并且，模型估计整体显著性由Wald检验来实现。

　　鉴于此，为有效控制各省份难以观察的个体特征等固定效应，以及各解释变量的内生性，同时避免存在弱工具变量等问题，本文将采用一步系统广义矩（one-stepSys-GMM）估计对劳动收入占比动态方程进行计量分析。

关于工具变量的设置，我们进行如下处理：

由于中国实行严格的计划生育政策，因此我们有理由将经济活动人口（n）当作外生变量，同时年份虚拟变量（Dummy）也为严格外生变量，为了稳健起见，其他变量均视为弱外生变量，我们使用系统“内部工具”，用弱外生变量的滞后项作为其自身的工具变量。

　　在模型估计中，除了各变量的统计检验外，我们还将重点报告与Sys-GMM有关的三项检验统计量指标。

其中，Sargan检验的卡方统计量用于检验约束条件是否存在过度识别（over-identifyingrestrictions），即检验工具变量的合理性。

具体地，我们将在回归结果中同时给出Sargan检验的卡方统计量值及其伴随概率p值。

AR

（1）与AR

（2）用于检验估计残差是否存在一阶和二阶序列相关性，通常认为，在无序列相关的零假设下，AR

（1）与AR

（2）统计量渐进服从标准正态分布。

（二）估计结果及其分析　　劳动收入占比基本模型的估计结果如表2所示。

其中，Sargan检验卡方统计量在一般显著性水平下均不显著，我们接受Sys-GMM估计工具变量有效的原假设，且AR

（2）检验统计量值表明模型回归估计的残差序列二阶不相关，因此劳动收入占比基本模型在统计上具有有效性和一致性。

对于各个动态面板数据模型，其估计结果整体显著性的Wald检验均在1％显著性水平上显著，故所用模型对各个变量的系数估计结果至少具有99％的置信度（11）。

劳动收入占比滞后项的系数估计值均在1％的显著性水平上显著，且为正值，可见劳动收入占比持续效应明显，这也进一步验证了理论部分所构建的基本动态模型的合理性。

下面我们就估计结果进行归纳并作简要的讨论。

　　　　首先，全球化指标中的对外贸易（IMP和EXP）对劳动收入占比的影响均显著为正，这一经验结果与传统贸易理论的结论基本一致。

虚拟变量与进出口贸易交互项的回归系数并不显著，但都为正值，该结论与Diwan（2001）就外贸依存度有助于提高危机期间劳动收入占比的研究不谋而合。

　　关于FDI对劳动收入占比的影响，理论上，外资流入缓解了国内资本的短缺，根据劳资议价模型，FDI增长应有利