劳动力成本与中国的通货膨胀

———基于两种单位劳动成本的对比研究

张晓晶 国家金融与发展实验室副主任  王佳

一、引言

随着我国人口老龄化加快，适龄劳动人口占比将逐渐下降，从中长期看，我国劳动力成本对通货膨胀的压力将逐渐增强。对劳动力成本对通货膨胀影响情况的准确判断，有助于更好的制定货币政策。现有关于我国劳动力成本对通胀影响的研究都基于不包含私营企业的劳动力成本数据，但是我国当前处于经济转轨阶段，国有企业和私营企业面临的市场竞争程度有很大区别，很多国有企业都具有一定的市场垄断势力，在一定程度上可以影响产品定价，而私营企业主要处于完全竞争领域，大多不具备市场势力，是市场价格的接受者。展凯和彭方平( 2012) 基于中国工业企业微观调查数据的研究表明，越有垄断势力的企业越能转移成本上涨的压力，从而引发通胀的螺旋式上涨。因此，加强市场竞争，降低企业垄断势力，可以抑制成本推动型通货膨胀［1］。那么，在我国当前国有企业占比较高且与私营企业拥有不同市场势力的市场结构下，不包含私营企业的劳动力成本和包含私营企业的劳动力成本对通胀的影响可能大不相同，现有研究仅根据不包含私营企业的单位劳动成本数据考察劳动力成本对通胀的影响可能不够全面和准确。

因此本文首次从宏观角度估算了包含私营企业的单位劳动成本( Unit Labor Cost，ULC) ，并将其对通胀的影响与不包含私营企业的单位劳动成本对通胀的影响进行比较，考察市场势力对我国劳动力成本和通胀关系的影响，并从整体判断我国劳动力成本对通胀的影响情况，为货币政策制定提供参考。

二、文献综述

国外关于劳动力成本推动型通货膨胀形成了大量成果，根据变量的选取、数据的处理方法、研究的时间跨度和研究方法不同，得到的结论也有较大差异。Ashenfelter和Card ( 1982) 利用VAＲ 模型研究表明工资是物价的Granger 原因，但物价Granger 引起工资则较为微弱［2］。Shannon和Wallace ( 1986) ［3］开始选择单位劳动成本进行研究，利用VAＲ 模型的研究表明单位劳动成本是物价的Granger 原因而反向并不成立，此后的研究大多基于单位劳动成本指标。一些学者［4 － 6］通过协整、Granger因果检验和误差修正模型检验了美国的成本推动型通胀，Mehra ( 1991) 基于20 世纪50 年代至80年代美国非农单位劳动成本数据，发现单位劳动成本不能解释价格的变动，而产出缺口则能较好的解释价格变动［4］。Ghali ( 1999)研究表明1959 至1989 年单位劳动成本对物价有明显的推动作用［5］，Schmidt( 2000) 的研究则表明1960至1994 年非农单位劳动成本和物价存在双向因果关系［6］。Hoxha( 2010) 利用单方程回归和误差修正模型对1996 至2007 年欧盟工业和服务业部门单位劳动成本与通货膨胀关系进行了检验，结果表明两者存在双向因果关系［7］。

对于劳动力成本是否影响中国的通胀，根据对单位劳动成本的估算方法和研究框架不同，形成了不同的结论。如陈彦斌( 2008 ) 建立了包含需求因素、成本因素、通胀预期和通胀惯性的新凯恩斯菲利普斯曲线模型，通过假设在样本期间内城镇劳动收入占总劳动收入的比重不变，城镇非私营单位就业人员劳动报酬占GDP 的比例与城镇非私营单位就业人员劳动报酬占城镇GDP 比例成正比，通过城镇非私营单位就业人员劳动报酬和总产出数据可以计算得到单位劳动成本偏离稳态的百分比。实证研究表明通胀预期对当前通胀的影响最显著，通胀惯性次之，单位劳动成本第三，而石油供给冲击的影响不显著［8］。耿强等( 2011) 采用广义矩方法估计了开放的新凯恩斯菲利普斯曲线，以单位从业人员劳动报酬与非农产业总值的比值表示单位劳动成本，研究表明货币扩张、通胀预期对我国通胀有正向显著影响，而劳动力成本上升已经成为推动我国物价上涨的重要原因［9］。巩师恩和范从来( 2013) 估算了农村居民非农劳务总收入和城镇居民劳务总收入，分别除以非农业增加值得到两种单位劳动成本，基于新凯恩斯菲利普斯曲线检验发现，城镇居民劳务收入变动是影响通货膨胀的显著正相关因素，但农村居民劳务收入变动与通货膨胀之间没有显著的相关关系［10］。杨小军等( 2012) 以中国在岗职工名义工资总额除以国内生产总值计算单位劳动成本，通过估计附加利率的新凯恩斯菲利普斯曲线，发现单位劳动成本对通胀存在显著影响［11］。范志勇( 2008) 将城镇非私营单位平均工资增长率与第二产业和第三产业劳动生产率增长率之差定义为超额工资增长率，其中第二产业和第三产业劳动生产率用第二产业和第三产业增加值与城镇非私营单位从业人员数的比值替代，利用VAＲ 方法检验了超额工资增长率与通货膨胀率的关系，脉冲响应模拟结果表明超额工资增长并非通货膨胀率的主要影响因素［12］。Holz 和Mehrotra( 2013) 用中国城镇非私营单位职工

平均工资与人均GDP 之比估算单位劳动成本，基于附加预期的菲利普斯曲线发现单位劳动成本并没有传递到通货膨胀［13］。

从上述文献梳理可以看出，我国没有直接公布单位劳动成本数据，需要进行估算。现有文献在估算我国单位劳动成本时，统计口径均为城镇非私营单位。但城镇非私营单位特别是国有企业往往具有一定的市场优势地位，从而在劳动力成本向产品价格传导这一环节，与不具有市场优势地位的私营企业并不相同。由于城镇私营企业就业人员占城镇就业人员总数的四分之一，私营企业的影响不应忽视。因此，下文不仅重新估算了城镇非私营单位的单位劳动成本，同时估算了包含私营企业在内的所有雇员的单位劳动成本，在此基础上通过计量分析对比两种单位劳动成本对通胀的影响，如果影响存在明显差异，则在一定程度可以表明市场势力影响了不同类型企业单位劳动成本对通胀的影响，这也是本文的主要创新点。

三、单位劳动成本的估算

由于实际工资上涨包含了对劳动生产率提高的补偿，判断是否存在劳动力成本推动型通胀应基于剔除了劳动生产率变化之后的劳动报酬，通常使用单位劳动成本指标表示。单位劳动成本的计算公式是人均劳动报酬除以劳动生产率，或总劳动报酬除以增加值，其中劳动生产率等于增加值除以就业人数。检验劳动力成本推动型通胀时，劳动报酬数据应使用雇员劳动报酬，而自雇劳动者( 如个体户和农户) 生产经营的收入，由于难以区分劳动收入和营业盈余，也不是企业在产品生产时必须支付的劳动力成本，应在估算时去除。基于雇员劳动报酬口径是国际上单位劳动成本常用的统计口径。

我国涉及劳动报酬的相关统计数据主要包括两种: 城镇非私营单位劳动报酬数据和国民经济核算中的劳动者报酬数据。两者都包含了以货币或实物形式支付的报酬以及相关福利和保险等。区别在于城镇非私营单位包括各级国家机关、政党机关、社会团体及企业、事业单位，以及股份合作单位、联营单位、有限责任公司、股份有限公司、港澳台商投资单位以及外商投资单位等，但不包括私营企业和个体经营。劳动者报酬则统计了所有性质的劳动者因从事生产活动所获得的全部报酬，较城镇非私营单位而言还包括了私营企业、个体劳动者和农户。劳动者报酬数据由收入法地区生产总值和资金流量表两种不同核算方法分别给出，数据略有差别，资金流量表数据更为可比且区分了不同部门，因此本文采用资金流量表数据进行估算。城镇非私营单位从业人员劳动报酬有季度数据，劳动者报酬只有年度数据。

本文基于两种劳动报酬原始数据，分别估算两种单位劳动成本，称为单位劳动成本1 ( 用ULC1 表示) 和单位劳动成本2 ( 用ULC2 表示) 。ULC1和ULC2 都考察了非农部门的雇员劳动力成本，其中ULC1 衡量了城镇非私营单位雇员的劳动力成本;ULC2 衡量了包括城镇非私营单位和私营企业在内的全体雇员( 包括农民工，但不包括个体户和农户)的劳动力成本，从而更能反映整个社会劳动力成本的变化情况。ULC1 和ULC2 都根据平均劳动报酬除以劳动生产率的公式计算。

ULC1 的具体估算步骤如下: 首先，国家统计局公布了城镇非私营单位雇员平均工资的季度数据; 第二，由于没有城镇非私营单位的产出或增加值数据，城镇非私营单位的劳动生产率用二三产业的劳动生产率近似代替。二三产业增加值的季度数据可以直接获得，二三产业从业人员则只有年度数据而没有季度数据，城镇非私营单位就业人员虽有季度数据但覆盖范围远小于二三产业从业人员，因此通过假设每一年内城镇非私营单位二三产业就业人员的季度增长率和二三产业从业人员的季度增长率相同，可估算出二三产业从业人员季度数据。将二三产业增加值除以二三产业从业人员，可以得到二三产业的劳动生产率; 第三，将城镇非私营单位雇员平均工资除以二三产业劳动生产率即得到了ULC1。

ULC1 与现有文献中对单位劳动成本的估算口径一致，在估算方法方面，由于用二三产业增加值或GDP 替代城镇单位增加值偏差较大，用二三产业劳动生产率替代城镇单位劳动生产率偏差相对较小，因此选择了人均劳动报酬除以劳动生产率的计算公式。在估算二三产业劳动生产率时，假设每一年内城镇单位二三产业就业人员的季度增长率和二三产业从业人员的季度增长率相同，尽管这一假设会带来一定误差，但城镇单位二三产业就业人员已是目前可获得的与二三产业从业人员口径最接近的数据，此外，其他文献估算时直接用城镇单位二三产业就业人员替代了二三产业从业人员，没有充分利用二三产业从业人员年度数据的信息，而本文仅利用城镇单位二三产业就业人员推算了二三产业从业人员每一 年内前三季度的数据，由于年末数据是准确的，相比之前的估算方法准确度有所提高。

ULC2 的具体估算步骤如下: 首先，估算雇员劳动报酬年度数据。资金流量表给出了金融部门、非金融部门、政府部门、住户部门和国外部门劳动报酬的获取情况，可以容易的区分雇员劳动报酬和自雇劳动者的劳动收入。张车伟( 2012) 指出，非金融企业部门、金融企业部门和政府部门属于雇员部门，这三个部门不存在自雇就业的情况，而住户部门属于自雇部门，住户部门支付的劳动者报酬一定是个体户和农户等从自我经营活动中得到的劳动报酬，将非金融企业部门、金融企业部门和政府部门支付的劳动报酬加在一起，就得到了全国雇员劳动报酬总额［14］。本文依据这种方法，计算出雇员劳动报酬的年度数据。2012 年《中国统计年鉴》系统修订了2000 － 2009 年实物交易资金流量表，使这一数据口径可比，由于2015 年《中国统计年鉴》仅给出了2013 年的资金流量表数据，2014 年资金流量表数据尚未公布，这里假设2014 年雇员劳动报酬增长率和城镇非私营单位工资总额的增长率相等，推算出2014 年的雇员劳动报酬; 第二，估算雇员劳动报酬的季度数据。假设每一年内，雇员劳动报酬季度增长率与城镇非私营单位工资总额的季度增长率相同，可以推算出雇员劳动报酬的季度数据; 第三，估算雇员人均劳动报酬的季度数据。假设每一年内私营企业就业人员的季度增长率和二三产业从业人员的季度增长率相同，可以得到私营企业就业人员的季度数据，与城镇单位二三产业从业人员季度数据相加，可以得到雇员人数的季度数据，将雇员劳动报酬季度数据除以雇员人数的季度数据，得到雇员人均劳动报酬的季度数据; 第四，将雇员人均劳动报酬的季度数据除以二三产业劳动生产率的季度数据，得到ULC2。

近年来一些学者在运用资金流量表劳动者报酬数据进行研究时，指出由于统计口径发生了两次变化造成口径不可比，具体而言，2004 年之前，个体劳动者通过生产经营获得的纯收入，全部视为劳动者报酬，2004 第一次全国经济普查起，个体经济业主收入从劳动收入变为营业盈余，2008 年第二次全国经济普查起，则将个体户的收入做了一定的分劈，参照行业内规模以下企业的增加值收入法构成项中营业盈余占增加值的比重，适当调整后，按一定比例将个体户收入的一部分做为营业盈余，剩余部分做为劳动者报酬。由于本文没有加总住户部门支付的劳动者报酬，即没有加总个体户等的劳动报酬，因此这一统计口径的变化对本文的研究没有影响。

四、实证分析

三角模型是Gordon( 1982，1997) ［15， 16］提出的刻画通货膨胀动态、考察通货膨胀与实际经济因素相互关系的分析框架，其中三角指影响通胀动态变化的三个因素，分别是需求冲击、供给冲击和通胀惯性。汪红驹和张晓晶( 2008) 借鉴三角模型研究了外部冲击对中国通货膨胀的影响，外部冲击因素包括油价、国际食品价格、汇率重估及流动性增加［17］。伍戈( 2011) 基于三角模型并结合中国经济的现实和数据可得性，考察了产出缺口、货币供应、汇率和国际原油价格对通货膨胀的影响［18］。本文的实证研究也基于三角模型研究框架。

Gordon ( 1997) ［16］的三角模型将影响通货膨胀的因素归结为通胀惯性、需求拉动和供给冲击三个因素:

πt = c + α( L) πt －1 + β( L) Dt + γ( L) xt + εt( 1)其中，πt表示通货膨胀率; πt －1表示通货膨胀惯

性，也可以作为预期通货膨胀的代理变量; Dt表示经济增长率缺口，是需求方面的变量;xt表示供给方面的变量，这里主要指单位劳动成本。α( L) ，β( L) ，γ( L) 分别表示各变量的滞后系数。

本文通货膨胀率采用同比居民消费价格指数( CPI) ，经济增长率缺口( GDPGAP) 采用同比增长率缺口，即等于同比累积实际增长率与潜在增长率之差，这里潜在增长率由实际增长率经HP 滤波得到，这也是目前文献常用的处理方法。数据区间为2002年1 季度至2014年4 季度。表1 给出了各变量的ADF 检验，可以看出各变量都至少在1% 的显著性水平下平稳，因此可以直接进行回归分析。由于价格变化存在粘性，经济增长率缺口和单位劳动成本的变化会对随后多期通胀产生影响，影响存在一定时滞，本文根据AIC 准则选择解释变量的滞后阶数，分别基于ULC1 和ULC2，建立滞后1 阶至滞后6 阶的自回归分布滞后模型，发现当滞后阶数为3 阶时，引入ULC1 和ULC2 的模型AIC均最小，因此采用滞后3阶的自回归分布滞后模型进行估记。

表2 给出了自回归分布滞后模型的原始估计结果，基准模型为仅包含通胀惯性和产出增长率缺口的模型，模型1 在基准模型的基础上引入了ULC1，模型2 在基准模型的基础上引入了ULC2。可以看到基准模型仅引入通胀惯性和产出增长率缺口两个解释变量，就较好的解释了通胀动态， 校正的Ｒ2 达到0. 8759，其中，滞后1 期的通胀和当期的产出增长率缺口t 检验显著且影响方向与预期相符，其他变量则不显著，这主要是由于滞后变量导致较强的多重共线性，不仅可能使参数估计值的经济意义不合理，还会因为通过样本计算的t 检验值小于临界值而将重要的解释变量排除。模型1 引入了ULC1当期及各滞后期之后，滞后3 期的ULC1 在5% 的显著性水平下对通胀有正向影响，且校正的Ｒ2 有所提高。模型2 引入了ULC2 当期及各滞后期之后，所有滞后期均不显著，且校正的Ｒ2 有所下降。由于引入了滞后被解释变量导致D. W. 检验失效，进行LM 检验的结果显示不存在序列相关，ＲESET 检验结果表明模型不存在误设，这里主要的问题来自多重共线性。

为了缓解多重共线性，这里进一步引入Almon 多项式变换进行估记。由于模型最大滞后3 期，这里应采用2 阶Almon 多项式变换，估计结果见表3。Almon多项式可以减少待估参数，能够减轻多重共线性问题，但并不能完全去除多重共线性。表3 给出了各变量所有滞后期汇总的长期影响的估计值和t 统计量，可以看到，引入ULC1 的模型1 校正的Ｒ2 与基准模型相比有所提高，通胀滞后项的长期影响在1%的显著性水平下显著，产出增长率缺口和ULC1 的长期影响在5%的显著性水平下显著，且估计值符合经济意义。而引入ULC2 的模型2 校正的Ｒ2 有所下降，且ULC2 的长期汇总影响t 统计量不显著。从上述分析可以得出ULC1 对通胀有显著正向影响而ULC2 对通胀没有显著影响的结论。

由于ULC2较ULC1 统计口径相比主要是增加了私营企业，因此ULC1 对通货膨胀有显著正向影响，而ULC2 对通货膨胀没有显著影响，主要是来自于私营企业的单位劳动成本对通胀影响不显著。

非私营单位的劳动力成本对通胀影响显著、而私营企业的劳动力成本对通胀影响不显著，主要是由不同性质的企业市场势力不同决定的。由于非私营单位中的国有企业往往具有一定垄断地位，这些企业拥有的市场势力可以使其将上升的劳动力成本更多的转移到产品价格上，而私营企业较少具备这种能力，面对劳动力成本的上升，更多需要通过挤压利润或创新等途径保持产品的竞争性，从而非私营单位的劳动力成本更容易影响通胀。

五、结论与政策建议

本文估算了两种不同口径的单位劳动成本，并基于三角模型检验了两种单位劳动成本与通货膨胀的关系。实证检验结果表明城镇非私营单位劳动力成本对通货膨胀有显著影响，而私营企业的单位劳动成本对通货膨胀没有显著影响。造成这种情况的原因是非私营单位尤其是国有企业往往具有更强的市场势力，从而更多的将提高的劳动力成本转嫁到产品价格上，而私营企业一般较少具有这种市场势力，为保持产品的市场竞争力，往往更多通过挤压利润、提高劳动生产率和创新等来化解劳动力成本的上升。因此，尽管根据城镇非私营单位劳动力成本对通胀存在显著影响的实证检验结果，可以说我国存在着劳动力成本推动型通胀，但考虑了私营企业的影响之后，整体而言我国面临的劳动力成本推动型通胀压力有所下降。

从中长期看，随着人口年龄结构变化以及收入分配改革，劳动力成本不断上升是长期趋势，这将使得未来劳动力成本推动型通胀压力逐步增强。在当前潜在增长率下降的大背景下，通过营造公平公正的市场竞争环境、推动国有企业改革、打破垄断等供给侧的改革措施，不仅可以提高市场经济效率，逐步提高经济潜在增长率，缓解经济下行压力，还可以逐步淡化国有企业和私营企业之间市场地位的差异，降低国有企业的市场势力，从而在一定程度上减轻由于劳动力供给变化带来的通胀压力，使货币政策面临更加有利的权衡取舍。

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