劉 慧

(1.東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京211189;2.浙江理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江杭州310018)

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)在總量增長上取得了巨大的成就，其跳躍式前進(jìn)步伐遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家的預(yù)期［1］。與此同時(shí)，中國的出口也取得了不俗的成績，出口額從1978年的167.6億美元一直上升了到2011年的18986億美元。中國在勞動(dòng)密集型出口品和資本密集型出口品的勞動(dòng)密集型環(huán)節(jié)上具有比較顯著的優(yōu)勢(shì)，根據(jù)Stolper－Samuelson定理(后文簡(jiǎn)稱SS定理)對(duì)產(chǎn)品要素密集度、國際貿(mào)易和要素報(bào)酬的解釋可知:中國的出口會(huì)使得其密集使用的生產(chǎn)要素(勞動(dòng)力)報(bào)酬提高［2］，進(jìn)而會(huì)有偏地推動(dòng)勞動(dòng)收入報(bào)酬遞增，使得勞動(dòng)力要素在收入分配中的份額增加［3－4］。然而中國事實(shí)卻是:勞動(dòng)收入占比從上個(gè)世紀(jì)90年代起逐漸下降(如圖1)，勞動(dòng)收入占比從1995年的51.44%下降到了2010年的45.01%，收入占比甚至一度低于40%(如2007和2008年)。

圖1 1995－2010年中國勞動(dòng)和資本收入占比

出口擴(kuò)大與勞動(dòng)收入占比下降事實(shí)的存在，使得部分學(xué)者對(duì)SS定理在中國的適用性產(chǎn)生了疑問［2，4－5］，那么這一定理在中國是否適用呢?本文將借助中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，從要素密集度異質(zhì)性視角對(duì)該定理進(jìn)行檢驗(yàn)，以期揭示出口與勞動(dòng)收入占比“相悖”現(xiàn)象出現(xiàn)的微觀動(dòng)因。

一、文獻(xiàn)綜述

由于勞動(dòng)收入占比下降不僅有悖于社會(huì)公平，還制約了國內(nèi)需求的有效提高［6］，進(jìn)而不利于一國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。這使得勞動(dòng)收入占比很快就成為了國內(nèi)外學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)。圍繞勞動(dòng)收入占比下降的原因，已有文獻(xiàn)多從國內(nèi)視角進(jìn)行分析:如Acemoglu＆ Guerrieri［7］構(gòu)建不變彈性的兩部門模型對(duì)一國勞動(dòng)收入占比進(jìn)行分析后指出:資本深化(capital deepening)是導(dǎo)致一國勞動(dòng)收入占比下降的原因;Hernando［8］借助要素節(jié)約型內(nèi)生增長模型分析后指出:發(fā)達(dá)國家更偏好于資本密集型生產(chǎn)技術(shù)，使得資本偏于“稀缺”，進(jìn)而提高一國資本收入占比;白重恩、錢震杰［9］研究認(rèn)為市場(chǎng)壟斷和國有部門改革所導(dǎo)致的勞動(dòng)力市場(chǎng)環(huán)境變遷是中國勞動(dòng)力收入份額下降的主要原因。

經(jīng)濟(jì)全球化已經(jīng)成為了當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主旋律，單純從國內(nèi)視角研究勞動(dòng)收入占比，所得結(jié)論往往難以反映勞動(dòng)收入占比的真實(shí)變遷機(jī)理［10］。因此，隨著研究的深入，學(xué)術(shù)界逐漸將視角轉(zhuǎn)向了出口貿(mào)易與勞動(dòng)收入占比的研究。相對(duì)而言這一視角的已有研究并不多，僅有的文獻(xiàn)主要集中于以下兩個(gè)方面:

一是從貿(mào)易的價(jià)格效應(yīng)視角分析出口與勞動(dòng)收入占比的關(guān)系。這方面的研究多圍繞SS定理的適用性展開，如 Decreuse and Maarek［11］研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化程度與勞動(dòng)收入占比之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，且這一相關(guān)關(guān)系符合SS定理;王永進(jìn)、盛丹［12］運(yùn)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果表明:出口對(duì)勞動(dòng)收入占比具有顯著的正效應(yīng)。當(dāng)然也有學(xué)者研究認(rèn)為SS定理并不能完全解釋出口與勞動(dòng)收入占比之間的關(guān)系，如 Huang＆Xu［2］研究發(fā)現(xiàn):貿(mào)易自由化對(duì)勞動(dòng)收入占比具有雙重效應(yīng)，即要素價(jià)格效應(yīng)(factor－price effect)和技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)(technology－progress effect)，在不考慮技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的條件下，SS定理在中國是適用的，而一旦納入技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，則SS定理中所描述的機(jī)制將不復(fù)存在;李坤望、馮冰［4］基于中國省級(jí)工業(yè)面板數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果顯示:出口貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出微弱的負(fù)向作用，即SS定理在中國并不一定成立。

二是基于微觀企業(yè)視角研究出口與勞動(dòng)收入占比的關(guān)系。微觀企業(yè)在勞動(dòng)收入分配中發(fā)揮了重要的作用［13］，為此，新新貿(mào)易理論一出現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者便將該理論引入到出口與勞動(dòng)收入占比的研究，如Bernard＆ Jensen［14］在 Metliz［15］借助企業(yè)異質(zhì)性模型研究發(fā)現(xiàn):在考慮異質(zhì)性條件下，出口對(duì)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出正效應(yīng);包群、邵敏［3］基于2000－2007年微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中國的出口具有“低工資增長、高勞動(dòng)生產(chǎn)率增長特征”，而這一特征使得出口擴(kuò)張對(duì)工資增長表現(xiàn)出負(fù)向效應(yīng)。

基于微觀層面研究勞動(dòng)收入占比，能夠更有效的揭示企業(yè)勞動(dòng)收入分配機(jī)制［13］，為此，本文從企業(yè)異質(zhì)性視角來考察中國企業(yè)出口對(duì)勞動(dòng)收入占比的影響，進(jìn)而揭示SS理論在中國的適用性，但本文研究與已有文獻(xiàn)有著顯著的區(qū)別:首先SS理論在揭示出口與勞動(dòng)收入占比之間關(guān)系時(shí)，強(qiáng)調(diào)了要素密集度異質(zhì)性，已有研究并未考慮這一點(diǎn)，本文根據(jù)企業(yè)產(chǎn)品的要素密集型，分別從勞動(dòng)密集型和資本密集型視角對(duì)出口貿(mào)易的勞動(dòng)收入占比效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)而更嚴(yán)格地遵循SS理論的基本假設(shè)來驗(yàn)證其在中國的適用性。其次與以往僅用生產(chǎn)率來表示企業(yè)異質(zhì)性不同的是，本文以生產(chǎn)率和所有制雙重差異來刻畫企業(yè)的異質(zhì)性，以提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性;最后本文采用了能有效處理內(nèi)生性的L－P法來測(cè)度異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)率，而估計(jì)時(shí)不僅考慮了中間要素投入，還將企業(yè)管理費(fèi)用和財(cái)務(wù)費(fèi)用進(jìn)一步納入到估計(jì)過程中，提高了異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。

二、數(shù)據(jù)說明與統(tǒng)計(jì)描述

本研究采用《中國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)》，該數(shù)據(jù)庫中2004年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并無“出口交貨值”，而企業(yè)出口是本文研究的關(guān)鍵變量，我們借鑒包群、邵敏［3］的做法，將2004年從樣本期間中剔除。考慮到新進(jìn)入的企業(yè)和即將退出的企業(yè)，其財(cái)務(wù)運(yùn)行狀況可能會(huì)對(duì)要素收入分配機(jī)制產(chǎn)生一定的沖擊，進(jìn)而影響本文研究結(jié)論可靠性，為此，筆者以2000－2007年間持續(xù)存在的企業(yè)作為研究對(duì)象。

(一)行業(yè)的選擇與劃分

《中國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)》中的行業(yè)有40多個(gè)，而SS定理強(qiáng)調(diào)的是勞動(dòng)和資本密集型行業(yè)出口對(duì)一國要素收入分配的影響。為此，筆者將資源依賴型行業(yè)剔除，同時(shí)為了降低因壟斷因素而引致的估計(jì)偏差，筆者將壟斷性制造業(yè)剔除。最終選定的行業(yè)有:工藝品及其他制造業(yè)(42);儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)(41);通訊設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)(40);電氣機(jī)械及器材制造業(yè)(39);交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)(37);專用設(shè)備制造業(yè)(36);通用設(shè)備制造業(yè)(35);金屬制品業(yè)(34);塑料制品業(yè)(30);化學(xué)纖維制造業(yè)(28);醫(yī)藥制造業(yè)(27);文教體育用品制造業(yè)(24);化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)(26);家具制造業(yè)(21);木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)(20);皮革、毛皮、羽毛(絨)以及其制品業(yè)(19);紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)(18);紡織業(yè)(17);飲料制造業(yè)(15);食品制造業(yè)(14);農(nóng)副食品加工業(yè)(13)。同時(shí)為了提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，我們剔除了統(tǒng)計(jì)樣本中存在異常性的數(shù)據(jù)①具體剔除的異常性記錄有以下幾類:(1)企業(yè)年齡小于零;(2)中間投入小于零;(3)固定資產(chǎn)凈值年均余額小于零;(4)工業(yè)增加值大于總產(chǎn)值;(5)省地縣碼的異常值;(6)新產(chǎn)品產(chǎn)值和出口交貨值為負(fù);(7)工業(yè)增加值為負(fù)，(8)費(fèi)用如勞務(wù)費(fèi)用和財(cái)務(wù)費(fèi)用支出為負(fù)值。。

參照黃先海［16］對(duì)我國產(chǎn)業(yè)(國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(GB/T)標(biāo)準(zhǔn)兩位碼)要素密集型的劃分方法，筆者將產(chǎn)業(yè)(13)－(20)界定為勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)(21)－(42)界定為資本密集型產(chǎn)業(yè);當(dāng)樣本中企業(yè)所屬的產(chǎn)業(yè)為勞動(dòng)密集型時(shí)，該企業(yè)為勞動(dòng)密集度偏向型企業(yè)，當(dāng)企業(yè)所屬的產(chǎn)業(yè)為資本密集型時(shí)，該企業(yè)為資本密集度偏向型企業(yè)。

(二)所有制差異與勞動(dòng)收入占比

不同所有制類型的企業(yè)，其要素分配機(jī)制也具有較大的差異，進(jìn)而有可能使得不同所有制企業(yè)的收入占比存在一定的差別。表1報(bào)告了2000－2007年間不同所有制類型企業(yè)的勞動(dòng)收入占比②在測(cè)算各企業(yè)勞動(dòng)收入占比時(shí)，我們參照白重恩、錢震杰［9］的方法，采用要素成本增加值法(value added at factor cost)，即以企業(yè)應(yīng)付工資與員工獲得的福利總額來表示勞動(dòng)收入，以企業(yè)利潤和固定資產(chǎn)折舊來表示資本收入。而勞動(dòng)收入占比=勞動(dòng)收入/(勞動(dòng)收入+資本收入)。。從均值上看，勞動(dòng)收入占比從高到低的企業(yè)類型分別為:國有企業(yè)、港澳臺(tái)企業(yè)、私營企業(yè)、集體企業(yè)和外商直接投資企業(yè)。這一結(jié)論與白重恩、錢震杰［9］的實(shí)證估計(jì)結(jié)果有點(diǎn)相似。比白重恩、錢震杰［9］更進(jìn)一步的是，表1的測(cè)度結(jié)果還表明:(1)外資企業(yè)的勞動(dòng)收入占比呈現(xiàn)出顯著上升過程，勞動(dòng)收入占比已于2007年超越集體企業(yè)，2000－2007年間上升了14.88%;(2)集體企業(yè)的勞動(dòng)收入占比呈現(xiàn)出不斷下降的過程，在2007年已經(jīng)成為勞動(dòng)收入占比最低的企業(yè);(3)國有企業(yè)勞動(dòng)收入占比雖然在所有企業(yè)類型中是最高的，但2000－2007年間其勞動(dòng)收入占比呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢(shì);(4)內(nèi)資與外資的勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出相反的變化趨勢(shì)，2000－2007年間內(nèi)資企業(yè)的勞動(dòng)收入占比均呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，而外資則呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。上述結(jié)果表明:所有制差異確實(shí)對(duì)收入分配產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響，這一定程度上表明在異質(zhì)性企業(yè)的要素收入分配研究中，考慮所有制異質(zhì)性，將得到更為準(zhǔn)確的結(jié)論。

表1 2000－2007年中國不同所有制企業(yè)的勞動(dòng)收入占比均值

(三)出口與勞動(dòng)收入占比

企業(yè)層面的出口與勞動(dòng)收入占比的研究始于Bernard ＆ Jensen［17］，其采用美國制造業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)由于出口型企業(yè)擁有更高的生產(chǎn)率，進(jìn)而能夠支付更高的工資，從而出現(xiàn)“工資溢價(jià)”的現(xiàn)象。這一現(xiàn)象在發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟(jì)體中都得到了驗(yàn)證［14］，中國“工資溢價(jià)”現(xiàn)象也在相應(yīng)的研究中得以證實(shí)［3］，那么中國的勞動(dòng)收入占比是否也存在溢價(jià)呢?表2報(bào)告了中國勞動(dòng)和資本要素密集型企業(yè)的勞動(dòng)收入占比。

表2 2000－2007年中國要素密集異質(zhì)型出口與非出口企業(yè)勞動(dòng)收入占比均值

由表2可知:(1)勞動(dòng)和資本密集型產(chǎn)業(yè)中，出口企業(yè)的勞動(dòng)收入占比均大于非出口型企業(yè)，這表明中國不僅存在“工資溢價(jià)”，勞動(dòng)收入占比也存在“溢價(jià)”;(2)勞動(dòng)密集型出口企業(yè)的勞動(dòng)收入占比呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢(shì)，從2000年的0.5990842上升到了2007年的0.6306，而非出口企業(yè)勞動(dòng)收入占比從2000年的0.5429739下降到了2007年的0.5098133;(3)勞動(dòng)密集型企業(yè)的收入占比明顯高于資本密集型企業(yè)，這一現(xiàn)象在出口和非出口型企業(yè)中都成立;(4)資本密集型非出口企業(yè)勞動(dòng)收入呈現(xiàn)出顯著的持續(xù)下降趨勢(shì)，從2000年的0.5250737一直下降到了2007年的0.5011837。

三、模型的設(shè)定與變量的選擇

(一)模型的設(shè)定

本文以勞動(dòng)收入占比作為被解釋變量，以出口和企業(yè)異質(zhì)性作為解釋變量，設(shè)定如下模型:

式中x為影響企業(yè)勞動(dòng)收入占比的其他控制變量的集合，export為出口，tfp為企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為了避免隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)、解釋變量和控制變量三者之間存在“共時(shí)性”(simultaneity)所引致的內(nèi)生性，我們將解釋變量和其他控制變量均取滯后一期。本文研究中被解釋變量(勞動(dòng)收入占比)的變化相對(duì)緩慢(見表1和2)，而且勞動(dòng)收入占比的高低一定程度上依賴于前一年的水平，在研究具有此類特征的被解釋變量時(shí)，需防止計(jì)量模型的設(shè)定偏誤［18］，而降低此類偏誤的一個(gè)有效方法就是將被解釋變量的滯后項(xiàng)引入原方程，進(jìn)而將原方程拓展為動(dòng)態(tài)模型［3］。為此，我們構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)模型:

其中vi為特定企業(yè)效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且E(vi)=E(εi，t)=E(vi* εi，t)=0。(2)式雖然考慮了設(shè)定偏誤和共時(shí)性，也納入了時(shí)間效應(yīng)，但是該回歸方程并未消除個(gè)體效應(yīng)(即?)，而采用廣義矩陣估計(jì)法(GMM)能夠有效的解決上述問題。為此，我們借鑒沈坤榮、余吉祥［19］的已有研究，對(duì)(2)式進(jìn)行改進(jìn)。采用系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行研究，具體方程如下:

其中 μi，t= εi，t+vi，第一個(gè)方程為水平方程，第二方程為差分方程。差分GMM實(shí)際上是只采用了第二個(gè)方程，而系統(tǒng)GMM的優(yōu)點(diǎn)在于將水平方程和差分方程一起進(jìn)行回歸，由于系統(tǒng)GMM同時(shí)利用了差分方程和水平方程的信息與樣本容量，所得結(jié)果也更為有效。為此，筆者采用系統(tǒng)GMM估計(jì)進(jìn)行分析，同時(shí)以解釋變量和控制變量的一階滯后項(xiàng)作為工具變量。

在實(shí)際估計(jì)過程中，我們還采用兩種方式來判斷估計(jì)結(jié)果的有效性，進(jìn)而提高估計(jì)結(jié)果的可靠性，一是過度識(shí)別約束檢驗(yàn)(Hansen檢驗(yàn))，該檢驗(yàn)方法能判斷工具變量整體的有效性;二是自回歸檢驗(yàn)(AR)，該檢驗(yàn)?zāi)軌蛴行У臋z驗(yàn)回歸的殘差是否存在序列相關(guān)，我們采用AR(2)進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)為了進(jìn)一步確保估計(jì)結(jié)果的可靠性，我們采用Wald檢驗(yàn)對(duì)估計(jì)方程的整體顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(二)變量的選擇

1.被解釋變量。本文的研究目的是分析要素密集度異質(zhì)性企業(yè)出口的勞動(dòng)收入占比效應(yīng)，為此，被解釋變量為勞動(dòng)收入占比，本文采用前文借鑒白重恩、錢震杰［9］研究而測(cè)度出的各企業(yè)勞動(dòng)收入占比(sh)。實(shí)際回歸中，我們用ln(1+sh)表示。

2.解釋變量。解釋變量有兩個(gè):第一個(gè)解釋變量是出口狀態(tài)變量(export)，借鑒包群、邵敏［3］的研究，此處用企業(yè)出口的虛擬變量表示，當(dāng)企業(yè)當(dāng)年出口交貨值大于零時(shí)，該值取1，否則為0。第二個(gè)解釋變量是企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)。在測(cè)度企業(yè)TFP時(shí)，傳統(tǒng)的OLS方法由于無法緩解變量的內(nèi)生性，估計(jì)結(jié)果往往存在偏誤，因而學(xué)術(shù)界提出了兩種能夠處理內(nèi)生性的方法，即O－P 法［20］和 L－P 法［21］。L－P 法實(shí)際上是O－P法的修正，其采用中間投入作為生產(chǎn)率中不可觀測(cè)因素的代理變量，為此有效的緩解了O－P法中損失“零投資”樣本帶來的偏差［21－22］，因而 L －P法測(cè)度所得結(jié)果往往更為可靠，為此，筆者采用L－P法對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度。

與 Levinsohn ＆ Petrin［21］和趙偉、趙金亮［22］研究不同的是:本文采取了兩個(gè)方面的措施來提高企業(yè)生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性:一是本文不僅考慮了中間要素投入，還加入了企業(yè)管理費(fèi)用和財(cái)務(wù)費(fèi)用等因素來表示不可觀測(cè)的代理變量，二是以往的研究多將所有企業(yè)置于一個(gè)方程中估計(jì)，這種方法一定程度上忽略了企業(yè)間所有制結(jié)構(gòu)的差異，本文將不同的所有制企業(yè)置于不同的估計(jì)方程中，為此，本文實(shí)際上是進(jìn)行了5次回歸。

表3給出了各種所有制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值?？芍?000－2007年間勞動(dòng)和資本密集型企業(yè)中全要素生產(chǎn)率最高的是外商直接投資企業(yè)，其次是國有企業(yè)和港澳臺(tái)投資企業(yè)，全要素生產(chǎn)率最低的是私營企業(yè)和集體企業(yè)。另外無論是整體還是不同所有制類型的企業(yè)，資本密集型企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均大于勞動(dòng)密集型企業(yè)。

為了進(jìn)一步了解不同行業(yè)全要素生產(chǎn)率的分布及發(fā)展趨勢(shì)，我們對(duì)2000－2007年中國各行業(yè)內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率均值進(jìn)行了 Kernel估計(jì)(如圖2)①考慮到將7年的Kernel密度估計(jì)曲線全放入圖2中，曲線存在較多的交叉點(diǎn)，不便觀察，為此采用了其中4年的數(shù)據(jù)。，可知:一方面歷年的估計(jì)曲線不斷的右移，這表明近幾年來，各行業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率都在穩(wěn)健地提升;另一方面雖然每一條估計(jì)曲線都有一個(gè)顯著的峰值，但2005年起，“兩峰值”現(xiàn)象逐漸明顯，這表明中國各行業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率收斂于“兩個(gè)均衡點(diǎn)”，高生產(chǎn)率企業(yè)收斂于高均衡點(diǎn)，低生產(chǎn)率收斂于低均衡點(diǎn)，即我國“水平相近”企業(yè)的生產(chǎn)率以“齊頭并進(jìn)”方式提升生產(chǎn)率的機(jī)制已日漸形成。

表3 2000－2007年不同所有制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值

圖2 2000－2007年中國各行業(yè)內(nèi)企業(yè)TFP均值的Kernel估計(jì)圖

3.其他控制變量。為了進(jìn)一步提高估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文選擇了一些能夠體現(xiàn)企業(yè)基本特征的變量作為回歸分析中的控制變量，主要有:

企業(yè)年齡(age)。年齡是企業(yè)在市場(chǎng)、知識(shí)以及技術(shù)方面經(jīng)驗(yàn)積累的體現(xiàn)，其會(huì)對(duì)企業(yè)收入分配方面的決策產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響?？紤]企業(yè)年齡與企業(yè)決策往往存在非線性關(guān)系［22］，從而使得其對(duì)收入分配產(chǎn)生非線性影響，為此，筆者加入年齡的平方項(xiàng)來識(shí)別這種非線性影響。實(shí)證估計(jì)中該變量以企業(yè)所在年份與其開業(yè)年份之差的自然對(duì)數(shù)表示。

投入產(chǎn)出效率(mid)。投入產(chǎn)出效率在很大程度上反映了企業(yè)盈利能力，一般而言投入產(chǎn)出效率較高的企業(yè)的盈利能力較強(qiáng)，因而高投入產(chǎn)出效率企業(yè)的就業(yè)人員和投資者往往能獲得相對(duì)較高的工資報(bào)酬，為此效率的提高會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入占比產(chǎn)生一定影響。實(shí)證估計(jì)中該變量以ln(1+中間投入/工業(yè)增加值)表示。財(cái)務(wù)狀況(cw)。財(cái)務(wù)狀況的好壞也會(huì)在很大程度上影響企業(yè)在勞動(dòng)和資本成本上的支出，進(jìn)而會(huì)對(duì)收入占比產(chǎn)生影響。實(shí)證估計(jì)中該變量以ln(1+流動(dòng)資產(chǎn)/流動(dòng)負(fù)債)表示。

新產(chǎn)品(xcp)。企業(yè)新產(chǎn)品的推出會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入產(chǎn)生兩方面的效應(yīng)，一是新產(chǎn)品的推出需要高強(qiáng)度的人才投入，因而需要支付更高的工資，從而有可能使得勞動(dòng)收入占比有所提升;二是新產(chǎn)品的生產(chǎn)需要大量的前期資本投入，進(jìn)而使得資本所獲得的報(bào)酬比例大于勞動(dòng)收入，即使得勞動(dòng)收入占比下降。為此，新產(chǎn)品的推出對(duì)勞動(dòng)收入占比的影響，取決于二者相互作用的結(jié)果。實(shí)證估計(jì)中該變量以虛擬變量的形式表示，若企業(yè)當(dāng)年有新產(chǎn)品推出，該變量為1，否則為 0。

企業(yè)規(guī)模(size)。企業(yè)規(guī)模是企業(yè)異質(zhì)性特征之一，該變量一般可以用員工數(shù)、總資產(chǎn)或者銷售額來表示，已有研究已經(jīng)表明這些代理變量各有利弊［23］;但趙偉、韓媛媛［23］和張杰、劉志彪［24］均認(rèn)為采用銷售額作為代理變量更能體現(xiàn)企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性。為此，本文也以企業(yè)銷售量的自然對(duì)數(shù)來表示企業(yè)規(guī)模。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

本部分將以往僅采用所有制結(jié)構(gòu)［13］或企業(yè)生產(chǎn)率［3］控制企業(yè)異質(zhì)性的思路銜接起來。同時(shí)采用這兩個(gè)解釋變量來控制企業(yè)異質(zhì)性，并從更符合中國企業(yè)實(shí)際的視角來檢驗(yàn)SS定理在中國的適用性，進(jìn)而從企業(yè)層面揭示勞動(dòng)收入占比變動(dòng)的原因。

(一)勞動(dòng)密集型企業(yè)的估計(jì)結(jié)果與分析

表4報(bào)告了相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，可知5種所有制企業(yè)估計(jì)結(jié)果的二階序列相關(guān)(AR(2))估計(jì)值的概率均表明回歸方程不存在二階序列相關(guān)(概率大于0.1)，而且Hansen過度識(shí)別檢驗(yàn)的概率值顯示，方程估計(jì)結(jié)果不能拒絕工具變量有效性的零假設(shè)(概率大于0.1)。方程整體顯著性的Wald檢驗(yàn)拒絕了解釋變量系數(shù)為零的原假設(shè)，并且估計(jì)模型整體上非常顯著(檢驗(yàn)值在1%的水平上顯著)。

從具體的估計(jì)系數(shù)上看，五個(gè)方程中出口變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為正(均通過了5%的顯著性檢驗(yàn))，這表明中國勞動(dòng)密集型企業(yè)出口擴(kuò)大有利于勞動(dòng)收入占比的提升，可見，SS定理關(guān)于產(chǎn)品要素密集度、國際貿(mào)易和要素報(bào)酬的描述在中國是適用的。五種所有制企業(yè)的生產(chǎn)率提升均對(duì)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)，各估計(jì)系數(shù)均通過了至少5%的顯著性檢驗(yàn)，這表明中國勞動(dòng)密集型企業(yè)生產(chǎn)率的提升，并沒有提高勞動(dòng)收入占比。導(dǎo)致這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能在于:勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升意味著企業(yè)使用了更為高端的生產(chǎn)技術(shù)，這些生產(chǎn)技術(shù)往往具備勞動(dòng)力節(jié)約型特征，進(jìn)而降低了勞動(dòng)力總收入在所有要素收入中的比重。

從其他控制變量的估計(jì)結(jié)果上看，勞動(dòng)密集型企業(yè)的年齡與勞動(dòng)收入占比呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系，這一研究結(jié)果與趙偉、韓媛媛［23］的研究結(jié)論頗為相似，其研究發(fā)現(xiàn)在具有一定經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)(長期)的企業(yè)和成立初期的企業(yè)，均具有較強(qiáng)的技術(shù)創(chuàng)新性，而企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生偏向資本要素的收入分配機(jī)制，進(jìn)而使得勞動(dòng)收入占比在初期和長期的勞動(dòng)收入占比處于相對(duì)低位。另外國有企業(yè)、私營企業(yè)和港澳臺(tái)投資企業(yè)的投入產(chǎn)出效率的改善，有利于其勞動(dòng)收入占比的提升。

值得一提的是勞動(dòng)密集型公有制企業(yè)推出新產(chǎn)品，會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入占比產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)，而其他所有制類型企業(yè)的新產(chǎn)品決策對(duì)勞動(dòng)收入占比的作用力并不顯著(估計(jì)系數(shù)未能通過10%的顯著性經(jīng)驗(yàn))，導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因可能在于:公有制企業(yè)在新產(chǎn)品研發(fā)上更容易得到政府的政策和資金支持，使得新產(chǎn)品研發(fā)的資本需求強(qiáng)度加大引致型負(fù)效應(yīng)小于勞動(dòng)強(qiáng)度加大引致型正效應(yīng)，進(jìn)而使得新產(chǎn)品的推出對(duì)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出正效應(yīng)。

財(cái)務(wù)狀況的改善對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)，五種所有制的估計(jì)結(jié)果均為負(fù)，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。一般而言，企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的改善會(huì)提高企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)或研發(fā)更高技術(shù)含量產(chǎn)品的能力，從而對(duì)資本產(chǎn)生更大的需求，進(jìn)而有偏的提高資本要素收入占比，降低勞動(dòng)收入占比，為此，這一實(shí)證結(jié)果也符合了企業(yè)經(jīng)營決策的實(shí)際。

最后勞動(dòng)密集型企業(yè)規(guī)模也對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)，五種所有制企業(yè)的估計(jì)結(jié)果均通過了至少10%的顯著性檢驗(yàn)。這表明勞動(dòng)收入占比有著顯著的逆規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征，即規(guī)模越大的企業(yè)，其用于支付員工工資和福利的比例越小。這一現(xiàn)象出現(xiàn)的根本原因可能在于:規(guī)模越大的企業(yè)，其用在維護(hù)機(jī)器設(shè)備等固定資產(chǎn)上的支出越大，進(jìn)而削減了企業(yè)在員工工資和福利上的比例，從而使得規(guī)模對(duì)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)。

表4 勞動(dòng)密集型企業(yè)勞動(dòng)收入占比的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

表5 資本密集型企業(yè)勞動(dòng)收入占比的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

(二)資本密集型企業(yè)的估計(jì)結(jié)果與分析

表5報(bào)告了資本密集型企業(yè)勞動(dòng)收入占比的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果，可知方程不存在二階序列相關(guān)(AR(2)概率大于0.1)，工具變量的設(shè)置也是有效的(Hansen檢驗(yàn)的概率大于0.1)，同時(shí)系數(shù)聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)結(jié)果(Wald檢驗(yàn)通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn))也拒絕了估計(jì)系數(shù)為0的原假設(shè)。

從各系數(shù)的具體估計(jì)結(jié)果上看，出口變量的估計(jì)結(jié)果明顯有異于勞動(dòng)密集型企業(yè)估計(jì)結(jié)果。資本密集型產(chǎn)品的出口擴(kuò)大對(duì)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出顯著的負(fù)作用，五種所有制的估計(jì)結(jié)果均通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。資本密集型企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升也對(duì)勞動(dòng)收入占比表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)(均通過了1%的顯著性檢驗(yàn))，與勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比可以發(fā)現(xiàn):在同一所有制類型中資本密集型企業(yè)生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值明顯大于勞動(dòng)密集型企業(yè)，這在一定程度上表明，資本密集型企業(yè)生產(chǎn)率提升對(duì)勞動(dòng)收入占比的削弱功能大于勞動(dòng)密集型企業(yè)。值得一提的是:資本和勞動(dòng)密集型企業(yè)的估計(jì)結(jié)果中，生產(chǎn)率均表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)，而從2000－2007年企業(yè)生產(chǎn)率變遷情況和企業(yè)人均工資絕對(duì)值上可以看出，在考察范圍內(nèi)，企業(yè)生產(chǎn)率和工資均有所提高，為此，上述實(shí)證結(jié)果一定程度上也印證了包群、邵敏［3］的觀點(diǎn)，即近年來，中國的企業(yè)存在著明顯的“低工資增長、高生產(chǎn)率增長”特征。

資本密集型企業(yè)年齡、財(cái)務(wù)狀況和企業(yè)規(guī)模的估計(jì)結(jié)果與勞動(dòng)密集型相同，表明資本密集型企業(yè)的上述三個(gè)變量對(duì)勞動(dòng)收入占比的作用關(guān)系與勞動(dòng)密集型相同。另外資本密集型私營企業(yè)和外商投資企業(yè)的新產(chǎn)品決策將對(duì)勞動(dòng)收入占比產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

五、結(jié)論與啟示

本文以SS定理在中國的適用性檢驗(yàn)為主線，基于微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)和經(jīng)適當(dāng)修正的L－P法，測(cè)度出了2000－2007年21個(gè)行業(yè)中連續(xù)經(jīng)營企業(yè)的生產(chǎn)率，進(jìn)而運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)法，從要素密集度異質(zhì)性視角就企業(yè)異質(zhì)性、出口對(duì)勞動(dòng)收入占比的影響進(jìn)行實(shí)證分析，得出的主要結(jié)論與啟示有:

(一)SS定理在中國是適用的，中國資本密集型產(chǎn)品出口增量和總量均大于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的事實(shí)，一定程度上導(dǎo)致了有悖于SS定理現(xiàn)象在中國的出現(xiàn)。勞動(dòng)密集型企業(yè)系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果顯示:勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口擴(kuò)大有利于提高勞動(dòng)收入占比，這表明SS定理所描述的現(xiàn)象——“勞動(dòng)力要素豐裕型國家勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口，會(huì)使得要素收入向勞動(dòng)力傾斜，進(jìn)而提高勞動(dòng)收入占比”［4］在中國是成立的。資本密集型企業(yè)系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果表明，資本密集型產(chǎn)品出口擴(kuò)大會(huì)降低企業(yè)的勞動(dòng)收入占比。結(jié)合2000－2007年《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫》可知，中國資本密集型產(chǎn)品的出口額和增長率明顯大于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品。以2007年為例，勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口額只有資本密集型產(chǎn)品出口額的19%，而2000－2007年間資本密集型產(chǎn)品的出口額增長了498%，勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口僅增長了175%，可見，資本密集型產(chǎn)品出口所帶來的負(fù)效應(yīng)明顯大于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的正效應(yīng)，進(jìn)而使得中國出現(xiàn)“出口擴(kuò)大與勞動(dòng)收入占比下降并存”的有悖SS定理的現(xiàn)象。為此，應(yīng)適度擴(kuò)大勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口力度，以提升我國的勞動(dòng)收入占比。

(二)要素密集度異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)率提升是中國勞動(dòng)收入占比下降的重要原因。勞動(dòng)和資本密集型企業(yè)的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果均顯示:企業(yè)生產(chǎn)率提升對(duì)勞動(dòng)收入占比具有顯著的負(fù)效應(yīng)，該研究結(jié)論一方面印證了包群、邵敏［3］的觀點(diǎn);另一方面也表明最近幾年，我國企業(yè)生產(chǎn)率的快速增長導(dǎo)致了中國勞動(dòng)收入占比的下降。這一現(xiàn)象出現(xiàn)的機(jī)理可能在于:企業(yè)生產(chǎn)率提升往往伴隨著企業(yè)技術(shù)進(jìn)步而出現(xiàn)，最近幾年中國的技術(shù)進(jìn)步多為勞動(dòng)節(jié)約型的技術(shù)進(jìn)步［25］，進(jìn)而導(dǎo)致勞動(dòng)收入占比不斷下降。為此，可適當(dāng)鼓勵(lì)資本節(jié)約型技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而在一定程度上緩解企業(yè)生產(chǎn)率提升給勞動(dòng)收入占比帶來的壓力。

(三)近幾年，中國企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率有著顯著的提高，企業(yè)生產(chǎn)率呈現(xiàn)出高低端各自集聚的發(fā)展趨勢(shì)。生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果顯示，近年來我國各企業(yè)生產(chǎn)率均有較為明顯的提升，勞動(dòng)密集型和資本密集型企業(yè)中生產(chǎn)率最高的均為外資企業(yè)。Kernel密度估計(jì)結(jié)果顯示，中國企業(yè)生產(chǎn)率具有兩個(gè)明顯的“峰值”，可知中國企業(yè)以聚集于兩個(gè)“均衡點(diǎn)”的方式提升。均衡點(diǎn)內(nèi)部具有較強(qiáng)的協(xié)同性。為此，可通過提升均衡點(diǎn)內(nèi)部高生產(chǎn)率企業(yè)(如引進(jìn)更高端外資企業(yè)、改進(jìn)龍頭企業(yè)生產(chǎn)工藝)的形式來提升均衡點(diǎn)內(nèi)整體企業(yè)的生產(chǎn)率。

(四)雖然中國企業(yè)整體層面勞動(dòng)收入占比有所下降，但部分所有制企業(yè)的勞動(dòng)收入占比不但沒有下降，反而呈現(xiàn)出一定的上升趨勢(shì)。從對(duì)2000－2007年連續(xù)經(jīng)營的企業(yè)測(cè)度結(jié)果可知:內(nèi)資企業(yè)勞動(dòng)收入占比均呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，其中私營企業(yè)勞動(dòng)收入占比下降最大(降幅為7.47%)，其次是集體企業(yè)(下降了4.39%)，國有企業(yè)下降幅度最小(下降了0.63%)。與內(nèi)資企業(yè)不同的是，外資企業(yè)的勞動(dòng)收入占比呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，其中外商直接投資企業(yè)勞動(dòng)收入占比上升了14.88%，而港澳臺(tái)外商投資企業(yè)上升了4.94%。為此，有必要優(yōu)化私營企業(yè)和集體企業(yè)的收入分配機(jī)制，以提高我國企業(yè)的勞動(dòng)收入占比。

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