陳麗嫻, 魏作磊

(廣東外語外貿(mào)大學經(jīng)濟貿(mào)易學院，廣東 廣州 510006)

一、引言與文獻綜述

《中國制造2025》指出我國制造強國建設高端化、智能化、綠色化和服務化的總體導向。制造業(yè)企業(yè)服務化是制造業(yè)新一輪發(fā)展的重要途徑。制造業(yè)服務化提高企業(yè)績效和生產(chǎn)率等已得到國內(nèi)外學者的證實。制造業(yè)服務化的涵義是制造業(yè)在生產(chǎn)過程中逐漸增加服務要素的投入，以替代實物要素的投入。因此，地區(qū)制造業(yè)服務化反映的是該地整體制造業(yè)對服務業(yè)的完全消耗情況。經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革不僅對制造業(yè)發(fā)展提出新的挑戰(zhàn)，還對促進勞動者就業(yè)提出新的要求，勞動者素質(zhì)結(jié)構(gòu)需要調(diào)整和適應經(jīng)濟社會的發(fā)展需求。黨的十九大強調(diào)在經(jīng)濟增長的同時，實現(xiàn)居民收入同步增長；在勞動生產(chǎn)率提高的同時，實現(xiàn)勞動報酬同步提高。一方面，地區(qū)制造業(yè)服務化程度越高，說明該地區(qū)制造業(yè)和服務業(yè)的市場規(guī)模龐大和市場經(jīng)濟發(fā)達，集聚經(jīng)濟的共享、匹配和學習三個微觀機制對勞動者工資收入產(chǎn)生影響；另一方面，制造業(yè)企業(yè)與服務化企業(yè)間的互相交流機會較多，存在明顯的知識溢出，為勞動者帶來更多的學習和技術(shù)創(chuàng)新機會。

關于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整如何影響勞動者工資收入。林毅夫和陳斌開(2013)認為重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略將減少勞動力需求，導致資本收入增加快于勞動收入，進而降低均衡工資和勞動者收入[1]。穆懷中和吳鵬(2016)實證分析發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)倒U型關系[2]。魏君英和侯佳卉(2015)的研究結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動顯著促進城鄉(xiāng)居民人均收入增長，也導致城鄉(xiāng)居民人均收入差距的擴大[3]。馬小強(2015)認為在全球經(jīng)濟新趨勢的背景下，制造業(yè)向服務業(yè)的轉(zhuǎn)變帶來整體平均工資收入增長，隨著服務業(yè)在國內(nèi)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中比重的增加，收入分配的兩極分化傾向呈加劇之勢[4]。周昕(2017)研究認為制造業(yè)服務化程度的提高特別是國內(nèi)中間服務的增加有助于提高制造業(yè)部門高技術(shù)勞動力的可替代性，降低制造業(yè)高技術(shù)勞動力的相對工資[5]。上述研究簡述了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對勞動者工資收入的影響。一方面，文獻主要反映行業(yè)和企業(yè)層面的整體工資收入，工資收入主體的個體層面的相關研究甚少；另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整主要是指三次產(chǎn)業(yè)演進，并沒有從行業(yè)內(nèi)部深入刻畫。那么，地區(qū)制造業(yè)服務化程度越高，該地區(qū)的制造業(yè)和服務業(yè)的勞動者工資收入表現(xiàn)如何？對不同勞動技能勞動者的影響是否存在差異？

針對上述的研究空缺，本文利用省級投入產(chǎn)出表設計城市層面的地區(qū)制造業(yè)服務化程度指標，并與2007、2008和2013年的CHIP數(shù)據(jù)相結(jié)合，構(gòu)造三期混合橫截面，實證分析地區(qū)制造業(yè)服務化對制造業(yè)和服務業(yè)勞動者的工資收入影響。本文重點考察兩個問題：地區(qū)制造業(yè)服務化對制造業(yè)和服務業(yè)勞動者的工資收入產(chǎn)生何種影響？制造業(yè)和服務業(yè)的不同技能勞動者的工資差距怎樣？與已有研究相比，本文的主要改進之處在于：第一，首次刻畫地區(qū)制造業(yè)服務化程度指標，反映一個地區(qū)制造業(yè)整體對服務業(yè)的完全消耗情況，這是從行業(yè)內(nèi)部了解地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要度量指標；第二，采用1990～2000年服務業(yè)增加值的增長率作為地區(qū)制造業(yè)服務化程度的工具變量，并在模型中控制個體和城市層面的控制變量。

二、數(shù)據(jù)來源與研究模型

本文使用的數(shù)據(jù)包括兩大板塊：一是個體層面的數(shù)據(jù)來自中國家庭收入調(diào)查(CHIP)2007、2008和2013年的城市住戶調(diào)查；二是區(qū)域?qū)用娴臄?shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國省級投入產(chǎn)出表》。其中，2007年CHIP的城鎮(zhèn)住戶成員個人情況表覆蓋9個省份18個城市抽選的5000戶城鎮(zhèn)住戶，共有14859個個體樣本。2008年CHIP的城鎮(zhèn)住戶成員個人情況表覆蓋9個省份18個城市抽選的5002戶城鎮(zhèn)住戶，共有14683個個體樣本。2013年CHIP的城鎮(zhèn)住戶成員個人情況表覆蓋14個省份117個城市抽選的6425戶城鎮(zhèn)住戶[注]2007和2008年的9個省份是上海、廣東、江蘇、浙江、湖北、安徽、河南、重慶和四川，2013年的14個省份是北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、山東、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、云南和甘肅。，共有19046個個體樣本。

本文的實證回歸樣本限于勞動人口，男性為16～60歲、女性為16～55歲，主要針對制造業(yè)和服務業(yè)從業(yè)人員(雇員)。因此，篩選樣本的原則包括：對于2013年樣本，“您從事這份工作的就業(yè)身份是”雇員，“這份工作的行業(yè)是”制造業(yè)，符合雇員+制造業(yè)的樣本有1366個，“這份工作的行業(yè)是”服務業(yè)，符合雇員+服務業(yè)的樣本有7317個；對于2007和2008年樣本，“您當前這份主要工作是”固定工、長期合同工、短期合同工、無合同的臨時工、打零工，“您當前主要工作的行業(yè)是”制造業(yè)，符合工種+制造業(yè)的樣本分別有1244和1136個，“您當前主要工作的行業(yè)是”服務業(yè)，符合工種+服務業(yè)的樣本有5229和5249個。本文主要考察在給定其他因素的條件下，地區(qū)制造業(yè)服務化程度變化是否影響勞動者工資收入。因此，本文借鑒Mincer(1974)經(jīng)典的個體工資收入方程[6]，構(gòu)建如下的計量模型：

lnwageic=α+βcityserc+γXic+λZc+εic

其中，下標i和c分別表示個體和城市，wageic表示勞動者名義年工資收入、名義小時工資收入、實際年工資收入、實際小時工資收入，cityserc代表城市c制造業(yè)服務化程度，Xic代表個體特征變量，Zc為城市特征變量，εic為誤差項。

1.勞動者工資收入。工資性收入包括工資、獎金、津貼及其他各種現(xiàn)金福利。對勞動者工資收入的測算需注意兩方面。一是小時工資收入的調(diào)整。小時工資反映勞動者的單位勞動價值，度量勞動工資收入更為準確和個體間的工資收入具有可比性。根據(jù)2013年CHIP問卷的“2013年您工作了多少個月”“平均每月工作多少天”“平均每天工作多少小時”，2007和2008年的“在當前這份主要工作中，您平均每周工作多少小時”，統(tǒng)一測算小時工資收入。二是實際工資收入的測算。隨著制造業(yè)服務化程度的提高，說明該地區(qū)制造業(yè)和服務業(yè)發(fā)達，城市經(jīng)濟快速發(fā)展，本地物價水平較高，可貿(mào)易品價格的差距相對較小，但不可貿(mào)易品價格的差距逐漸拉大。參考高虹(2014)的做法，本文利用《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》中商品房銷售額和銷售面積兩個變量[7]，構(gòu)造地區(qū)層面2007、2008和2013年的房價數(shù)據(jù)并作為城市不可貿(mào)易品價格水平的代理變量，以在一定程度上克服不可貿(mào)易品價格的影響。通過將地區(qū)層面的房價數(shù)據(jù)平減名義工資收入，我們可得到實際工資收入。

2.地區(qū)制造業(yè)服務化程度。地區(qū)制造業(yè)服務化程度是指制造業(yè)對該地區(qū)服務業(yè)的直接和間接消耗情況。為得到城市層面的制造業(yè)服務化指標，我們的具體做法如下：

首先，采用投入產(chǎn)出表中的完全消耗系數(shù)測算省級層面的制造業(yè)服務化程度，公式如下：

其中，seri表示制造業(yè)服務化程度。上式右側(cè)第一項為制造業(yè)對第i個服務業(yè)行業(yè)的直接消耗量，第二項為生產(chǎn)制造業(yè)產(chǎn)品在第一輪間接消耗第i個服務業(yè)行業(yè)的數(shù)量，第三項為生產(chǎn)制造業(yè)產(chǎn)品在第二輪間接消耗第i個服務業(yè)行業(yè)的數(shù)量，其他的依此類推。

其次，在省級制造業(yè)服務化的數(shù)據(jù)基礎上，先用城市制造業(yè)增加值manoutputc乘以省級制造業(yè)服務化程度得到城市層面的制造業(yè)投入服務額，再除以城市層面的生產(chǎn)總值GDPc得到地區(qū)制造業(yè)服務業(yè)程度的相對值，即

3.個體特征變量。已有研究表明，性別、婚姻狀況、教育水平、工作經(jīng)驗、工作經(jīng)驗的平方、健康狀況、是否少數(shù)民族及是否中共黨員等顯著影響個體的工資收入。(1)性別，取值1表示男性，取值0表示女性；(2)婚姻狀況，取值1為已婚，取值0為未婚；(3)教育水平，以受教育年數(shù)表示；(4)工作經(jīng)驗，由勞動者的年齡減去受教育年數(shù)后再減去6得到；(5)工作經(jīng)驗的平方，用于分析工作經(jīng)驗與勞動者工資收入的非線性關系；(6)健康狀況，勞動者健康狀況為“非常好”或“好”取值1，否則為0；(7)是否少數(shù)民族，漢族取值1，否則為0；(8)是否中共黨員[注]2007和2008年的CHIP缺少“是否中共黨員”的相關數(shù)據(jù)。借鑒高虹(2014)的做法，以個人所在市(縣)2013年的黨員比例作為2007和2008年黨員身份的替代。若某人所在市(縣)未進入2013年的樣本，則以年度全部樣本的黨員比例作為替代。，中共黨員取值1，否則為0。

4.城市特征變量。相關研究表明，相對固定資產(chǎn)投資、相對外商實際投資、就業(yè)率、勞動生產(chǎn)率、是否省會城市等影響勞動者工資收入[8]。相對固定資產(chǎn)投資以固定資產(chǎn)投資占GDP的比重表示，相對外商實際投資以外商實際投資占GDP的比重表示，就業(yè)率以年末單位從業(yè)人員數(shù)與年末總?cè)丝跀?shù)的比值表示，勞動生產(chǎn)率以制造業(yè)增加值與從業(yè)人員數(shù)的比值表示，省會城市取值1，否則為0。為減輕控制變量的內(nèi)生性問題，我們采用2007、2008和2013年之前的數(shù)據(jù)，以部分減少逆向因果關系帶來的估計偏誤；選擇多期的平均值，避免單獨使用一期數(shù)據(jù)的特殊性和不同年份間數(shù)據(jù)的波動性。因此，本文2007和2008年CHIP對應使用的是2002～2006年《中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)的控制變量平均值，2013年CHIP對應使用的是2009～2013年《中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)的控制變量平均值。

三、實證檢驗結(jié)果及分析

(一)地區(qū)制造業(yè)服務化程度與制造業(yè)勞動者的工資收入

地區(qū)制造業(yè)服務化程度對制造業(yè)勞動者的工資收入影響如何？可以發(fā)現(xiàn)，在控制個體和城市層面的特征變量后，采用四種方法度量的制造業(yè)勞動者的工資收入和地區(qū)制造業(yè)服務化的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平為正(見表1所示)。這說明在其他條件相同的情況下，地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高顯著增加制造業(yè)勞動者的工資收入。當被解釋變量為實際勞動者工資收入時，地區(qū)制造業(yè)服務化的估計系數(shù)更大(分別達到2.90和3.18)。對此，可能的解釋是：在微觀的企業(yè)層面，制造業(yè)服務化提高企業(yè)經(jīng)營績效和生產(chǎn)率已得到學者的普遍證實[9]，經(jīng)營績效和生產(chǎn)率較高的企業(yè)往往工資收入水平和員工生產(chǎn)的積極性都較高，因此地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高增加了勞動者工資收入；在宏觀的地區(qū)層面，地區(qū)制造業(yè)服務化程度越高，表明該地區(qū)服務業(yè)務總量較多、質(zhì)量相對較高，制造業(yè)和服務業(yè)市場發(fā)達，整體市場規(guī)模較大，市場化程度較高。一方面，集聚經(jīng)濟作用明顯，企業(yè)間通過共享、匹配和學習三個微觀機制對勞動者產(chǎn)生空間外部性，帶來勞動者工資收入的增加；另一方面，知識溢出效應發(fā)揮，增加勞動者頻繁學習交流和技術(shù)創(chuàng)新的機會，提高勞動者的生產(chǎn)率。因此，本文認為地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高通過績效效應、集聚經(jīng)濟效應和知識溢出效應來促進制造業(yè)勞動者工資收入的增加。

表1 地區(qū)制造業(yè)服務化程度與制造業(yè)勞動者的工資收入(OLS回歸)

注：括號內(nèi)為聚類標準誤；*、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

此外，個體和城市層面的控制變量對勞動者工資收入的影響方向及顯著性與已有經(jīng)驗文獻基本一致[7][10]。以名義勞動者工資收入為例，男性和已婚人士的工資收入更高，受教育年數(shù)的增加顯著提高制造業(yè)勞動者工資收入，工作經(jīng)驗與勞動者工資收入呈倒U型關系，健康狀況良好和黨員的勞動者的工資收入相對更高，少數(shù)民族身份的工資收入增加效應不明顯。相對固定資產(chǎn)投資的系數(shù)顯著為負，相對外商直接投資的影響并不顯著，說明勞動者的工資收入增長并不依賴于國內(nèi)投資的增加。顯而易見，地區(qū)就業(yè)率和勞動生產(chǎn)率的提高直接促進勞動者的工資收入增加，因為就業(yè)機會增加及集聚經(jīng)濟和知識溢出效應的作用。省會城市顯著提高勞動者的工資收入。

為緩解內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法重新估計。我們使用的工具變量是1990～2000年服務業(yè)增加值的增長率，有效的工具變量需滿足相關性和外生性兩個條件。地區(qū)制造業(yè)服務化程度表示的是制造業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投入的服務數(shù)量，與當?shù)氐姆諛I(yè)發(fā)展狀況緊密相關。也就是說，當?shù)胤諛I(yè)發(fā)展狀況良好，制造業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營可投入的服務數(shù)量也更多，該地區(qū)制造業(yè)服務化程度相應更高。因此，工具變量滿足相關性。對于外生性的說明，我們從兩個方面來看。一是我國產(chǎn)業(yè)融合程度較低，制造業(yè)和服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度不高。歷史上某一時期的服務業(yè)增加值增長率的提高對當期制造業(yè)行業(yè)的就業(yè)影響甚小。夏杰長(2008)研究指出我國服務業(yè)在吸納勞動力方面并沒有呈現(xiàn)明顯的優(yōu)勢，吸納的全部就業(yè)人口還不到三分之一，遠低于國際水平[11]。二是由于行業(yè)屬性差異，勞動者很難跨行業(yè)重新就業(yè)，否則需要付出較高的時間和機會成本及重新作為初學者進入新的就業(yè)領域面臨的許多障礙。

首先，檢驗工具變量的適用性。Kleibergen和Paap(2006)的LM統(tǒng)計量檢驗和F統(tǒng)計量檢驗均顯著拒絕服務業(yè)增加值的增長率變量弱識別的原假設[12]，說明工具變量具有合理性，回歸結(jié)果可靠(見表2所示)。結(jié)果顯示，地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高顯著增加制造業(yè)勞動者的工資收入，即考慮內(nèi)生性問題后，仍發(fā)現(xiàn)地區(qū)制造業(yè)服務化程度對勞動者工資收入的顯著貢獻。為更準確地反映勞動者的實際購買力，本文采用經(jīng)空間物價指數(shù)調(diào)整后的地區(qū)間可比的實際工資收入作為衡量制造業(yè)勞動者福利水平的一個更加全面的指標，發(fā)現(xiàn)考慮地區(qū)的物價水平差異后，地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高仍顯著增加制造業(yè)勞動者的實際年收入和實際小時收入，且邊際效應大于其對名義年收入和名義小時收入的影響。這說明隨著地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高，地區(qū)間不可貿(mào)易品的價格差距隨之擴大。因此，考慮到物價水平，不同制造業(yè)服務化程度的地區(qū)之間的工資收入差距將進一步拉大。

表2 地區(qū)制造業(yè)服務化程度與制造業(yè)勞動者的工資收入(工具變量回歸)

注：括號內(nèi)為聚類標準誤；*、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。Kleibergen_Paap rk LM統(tǒng)計量的括號內(nèi)為P值，Kleibergen_Paap rk F統(tǒng)計量的括號內(nèi)為Stock-Yogo弱識別檢驗的10%臨界值。如無特別說明，下同。

(二)異質(zhì)性分析

不同技能勞動者從地區(qū)制造業(yè)服務化中獲得的收益可能并不相同。因此，本文采用受教育水平作為勞動者技能水平的代理變量。按照受教育水平，將大專及以上學歷歸為高技能勞動者、大專以下學歷歸為低技能勞動者。表3顯示，高技能制造業(yè)勞動者的地區(qū)制造業(yè)服務化程度的系數(shù)在統(tǒng)計水平并不顯著，低技能制造業(yè)勞動者的地區(qū)制造業(yè)服務化程度的系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，說明我國地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高主要增加了低技能制造業(yè)勞動者的工資收入。周昕(2017)分析得出制造業(yè)服務化的提高會降低制造業(yè)高技能勞動者的相對工資，來自國內(nèi)的中間服務更為明顯地表現(xiàn)這種作用[5]。這可能是由于我國制造業(yè)投入服務業(yè)水平較低，主要增加了低技能勞動者的就業(yè)機會并使其整體工資水平得以提高，制造業(yè)快速發(fā)展吸納大量低技能勞動者專門從事與體力相關的工種[32]。因此，快速提高服務業(yè)發(fā)展水平和制造業(yè)投入服務業(yè)的質(zhì)量是問題的關鍵，這也可能是地區(qū)制造業(yè)服務化顯著增加高技能勞動者工資收入的重要傳導途徑。

表3 地區(qū)制造業(yè)服務化程度與制造業(yè)勞動者的工資收入：勞動者技能的異質(zhì)性分析

(三)地區(qū)制造業(yè)服務化程度與服務業(yè)勞動者的工資收入

地區(qū)制造業(yè)服務化程度對服務業(yè)勞動者工資收入的影響如何？由表4可見，地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高沒有顯著增加服務業(yè)勞動者的名義工資收入，但在1%的顯著性水平下減少了實際工資收入。對此，可能的解釋是：一方面，我國制造業(yè)服務化整體水平不高[14]，制造業(yè)的發(fā)展沒有與服務業(yè)形成良好的互動，即地區(qū)制造業(yè)服務化程度沒有顯著增加對服務業(yè)勞動者的需求；另一方面，我國服務業(yè)勞動生產(chǎn)率偏低(即“鮑莫爾-?？怂辜僬f”)，這一現(xiàn)象對生活性服務業(yè)尤其如此。因此，地區(qū)制造業(yè)服務化程度難以提高服務業(yè)勞動者工資收入。

那么，地區(qū)制造業(yè)服務化程度對不同技能水平的服務業(yè)勞動者工資收入是否存在異質(zhì)性影響？由表5可以發(fā)現(xiàn)，地區(qū)制造業(yè)服務化程度主要降低低技能服務業(yè)勞動者的工資收入水平，顯著提高高技能服務業(yè)勞動者的名義年收入，對實際年收入的影響不顯著。這可能是由于服務業(yè)的勞動生產(chǎn)率增長相對緩慢，邊際產(chǎn)出較低(尤其是低技能服務業(yè))，單位勞動產(chǎn)出很難在短時間內(nèi)得到提高。高虹(2014)認為在勞動力供給相對充足的情況下，城市居民對生活性服務業(yè)更高的需求將更多表現(xiàn)為該行業(yè)就業(yè)的擴張，而非工資水平的上升[7]。Kravis和Lipsey(1988)也認為相對于其他經(jīng)濟部門，生活性服務業(yè)的勞動生產(chǎn)率提高速度更緩慢[15]。因此，服務業(yè)勞動生產(chǎn)率的緩慢上升沒有明顯提高勞動者的邊際產(chǎn)出，勞動者的工資收入水平因而無法上升，地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高對低技能服務業(yè)勞動者工資收入的促進作用被抑制。

表4 地區(qū)制造業(yè)服務化程度與服務業(yè)勞動者工資收入

表5 地區(qū)制造業(yè)服務化程度與服務業(yè)勞動者工資收入：勞動者技能的異質(zhì)性分析

四、穩(wěn)健性檢驗

為驗證上述實證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們首先在省級層面構(gòu)造地區(qū)制造業(yè)服務化程度，利用省級層面的1990～2000年服務業(yè)增加值的增長率作為工具變量，控制省級層面影響勞動者工資收入的相關特征變量，運用工具變量法實證檢驗地區(qū)制造業(yè)服務化程度對制造業(yè)勞動者工資收入的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論名義工資收入還是實際工資收入，省級層面的地區(qū)制造業(yè)服務化程度對制造業(yè)勞動者工資收入同樣在5%或1%的顯著性水平上統(tǒng)計為正，表明地區(qū)制造業(yè)服務化程度對制造業(yè)勞動者工資收入具有穩(wěn)健的正向促進效應[注]限于篇幅，回歸結(jié)果未報告，作者備索。。

另外，本文對制造業(yè)勞動者重新進行高低技能劃分。參考蹤家峰和周亮(2015)的劃分標準，高技能勞動者是指受教育年數(shù)在12年及以上者，低技能勞動者是指受教育年數(shù)在12年以下者[10]。同樣利用城市層面的服務業(yè)增加值增長率作為工具變量，采用工具變量方法回歸，發(fā)現(xiàn)地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高顯著增加低技能制造業(yè)勞動者的工資收入，對低技能制造業(yè)勞動者的工資收入在統(tǒng)計水平并不顯著，說明前文關于異質(zhì)性的分析結(jié)果是可靠的[注]限于篇幅，回歸結(jié)果未報告，作者備索。。

五、結(jié)論與啟示

本文使用家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合區(qū)域?qū)用鏀?shù)據(jù)，通過構(gòu)造地區(qū)制造業(yè)服務化指標，以1990～2000年服務業(yè)增加值的增長率為工具變量，實證分析地區(qū)制造業(yè)服務化程度對制造業(yè)和服務業(yè)勞動者工資收入的影響，并根據(jù)技能水平高低進行分組檢驗。地區(qū)制造業(yè)服務化與制造業(yè)勞動者工資收入的工具變量的估計結(jié)果顯示，地區(qū)制造業(yè)服務化程度顯著提高制造業(yè)勞動者的名義工資收入水平，考慮物價水平后，仍顯著促進勞動者實際工資收入的提高。對制造業(yè)不同技能勞動者工資收入的差異影響分析時，發(fā)現(xiàn)地區(qū)制造業(yè)服務化程度對高技能勞動者工資收入的提升效果在統(tǒng)計水平上不顯著，但顯著提高低技能勞動者的名義和實際工資收入。地區(qū)制造業(yè)服務化與服務業(yè)勞動者工資收入的回歸結(jié)果顯示，地區(qū)制造業(yè)服務化程度對服務業(yè)勞動者的名義工資收入影響為正但不顯著，考慮物價水平后，地區(qū)制造業(yè)服務化程度在1%的顯著性水平下降低服務業(yè)勞動者的實際工資收入。對高低技能服務業(yè)勞動者的分組檢驗，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)服務化程度顯著提高高技能服務業(yè)勞動者的工資收入，對低技能勞動者的工資收入影響不明顯。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，上述的研究結(jié)論是可靠的。

本文研究的政策含義：地區(qū)制造業(yè)服務化對當?shù)夭煌袠I(yè)勞動者工資收入的影響應差別對待。一方面，發(fā)展服務業(yè)和提高服務業(yè)水平是解決問題的關鍵，尤其是知識、資本和技術(shù)密集型的服務業(yè)行業(yè)，既提高制造業(yè)用以中間投入服務的規(guī)模和比重，也改善服務業(yè)的勞動生產(chǎn)率，繼而提高制造業(yè)和服務業(yè)勞動者的工資收入水平。為此，應鼓勵服務業(yè)企業(yè)“走出去”，引進高技術(shù)人才，探索服務業(yè)發(fā)展新方式；政府應增加公共產(chǎn)品和公共服務的有效供給，推動生產(chǎn)性服務業(yè)向?qū)I(yè)化和價值鏈高端延伸。另一方面，政府應積極引導有條件的制造業(yè)企業(yè)實施服務化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略，對企業(yè)給予資金支持和技術(shù)指導等，推進地區(qū)制造業(yè)服務化程度的提高，這對提高勞動者工資收入的效果是最直接、最明顯的。另外，考慮到不同技能勞動者如何共享地區(qū)制造業(yè)服務化帶來的好處，尤其是提高制造業(yè)高技能勞動者工資收入，有利于制造業(yè)企業(yè)留住高科技人才進行研發(fā)創(chuàng)新，對增強我國制造業(yè)國際競爭力意義重大。因此，增加制造業(yè)投入技術(shù)密集型的金融商務、科技研發(fā)等服務業(yè)比重，從源頭上提高制造業(yè)高技能勞動者的工資收入顯得尤為迫切。本文的研究為促進地區(qū)制造業(yè)服務化程度、提高制造業(yè)和服務業(yè)勞動者工資收入、兼顧不同技能水平的勞動者工資收入等提供了堅實的理論支撐，并具有很好的現(xiàn)實意義。