本文關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

南 開 經(jīng) 濟(jì) 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

$

▋

國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額
趙秋運(yùn) 魏下海 張建武*
摘 要：本文試圖為理解當(dāng)前勞動(dòng)收入份額的持續(xù)下降提供一個(gè)新的視角。在一個(gè) 統(tǒng)一的理論分析

框架下， 研究國際貿(mào)易、 工資剛性與勞動(dòng)收入份額的關(guān)系。通過一個(gè)理論 模型表明， 國際貿(mào)易會(huì)提高世界水平的勞動(dòng)與資本之間的替代彈性， 工資剛性促使要素在 部門間重新配置， 這使得這種影響進(jìn)一步惡化。利用 1995—2007 年間中國省際面板數(shù)據(jù) 的經(jīng)驗(yàn)研究， 確認(rèn)了上述理論預(yù)期， 也即國際貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)收入份額具有顯著的負(fù)面影響， 工資剛性進(jìn)一步惡化了這種影響。即便在控制其他潛在的影響勞動(dòng)收入份額的各種因素 后， 上述結(jié)論仍是顯著且穩(wěn)健的。 關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易；勞動(dòng)收入份額；工資剛性

一、引言與文獻(xiàn)述評(píng)
與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貿(mào)易全球化的突出表現(xiàn)相比， 中國勞動(dòng)收入份額自 20 世紀(jì) 90 年代 中期以來處于持續(xù)下降的通道(趙俊康， 2006； 羅長(zhǎng)遠(yuǎn)， 2008； 白重恩和錢震杰， 2009； 白 重恩和錢震杰，2010；李稻葵等 2009)， 根據(jù)羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍(2009)的研究， 我國勞動(dòng)收 入份額由 1993 年的 52.9%下降到 2007 年的 39.7%。國際貿(mào)易方面， 中國經(jīng)濟(jì)的貿(mào)易自 由度逐漸提高， 1993—2007 年間， 中國的外貿(mào)依存度已由 30.5%上升至 63.4%(如圖 1)。 特別地， 自 2001 年加入 WTO 之后， 勞動(dòng)收入份額下降更為明顯。 這種情況既與經(jīng)典的 比較優(yōu)勢(shì)理論相悖， 又與世界各國普遍分配規(guī)律相去甚遠(yuǎn)。 如果任由勞動(dòng)收入份額繼續(xù) 降低，將會(huì)導(dǎo)致收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大， 消費(fèi)不足， 社會(huì)保障負(fù)擔(dān)加重以及勞動(dòng)沖突(王 舒鴻， 2012； 黃乾和魏下海， 2010)。 既有文獻(xiàn)已對(duì)這一特殊現(xiàn)象的成因進(jìn)行了剖析。 眾多學(xué)者采用各國橫截面、 時(shí)序或 面板數(shù)據(jù)對(duì)國際貿(mào)易與勞動(dòng)收入份額的關(guān)系進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究，其結(jié)論大多支持國際貿(mào)易
* 趙秋運(yùn)，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院(郵編：510006)，E-mail：fuyunshuangquan@163.com。魏下海，華南師范大
學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院(郵編：510006)，E-mail：xiahaiwei2005@126.com。張建武，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院(郵編： 510006)，E-mail：zjw0993@126.com。本文得到教育部人文社會(huì)科學(xué)研究一般項(xiàng)目“人口年齡結(jié)構(gòu)變化與勞動(dòng)收入 份額：理論、模型及實(shí)證研究”(11YJC790202)、華南師范大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金資助(2012kyjj202)、廣東省軟 科學(xué)項(xiàng)目“技術(shù)勞動(dòng)力短缺與人力資本激勵(lì)問題研究：以珠三角為例”(2011B070300091)、廣東省人文社科重點(diǎn)研 究基地重大項(xiàng)目“廣東勞動(dòng)力市場(chǎng)：微觀機(jī)理與宏觀績(jī)效”(06ZDXM790008)、廣東省高校學(xué)科建設(shè)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)重大 項(xiàng)目“正式制度、非正式制度與經(jīng)濟(jì)治理的機(jī)制研究”(051500020100925)以及中央高�；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金項(xiàng) 目(NKZXB10043)研究資助。作者感謝黎富森、黃佳祥、黃仟、董倩、曹玥以及胡巧玉等人的建設(shè)意見。本文工作 底稿曾在第 87 期華南經(jīng)濟(jì)論壇上宣講，感謝劉愿、楊杰、王宋濤等人的有益評(píng)論。本文曾在中青年改革開放論壇(莫 干山會(huì)議)主題大會(huì)上進(jìn)行宣講，感謝高世楫、常修澤、石小敏、郭晗等人的有益評(píng)論和啟發(fā)。當(dāng)然，文責(zé)自負(fù)。

37

趙秋運(yùn)、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額

對(duì)勞動(dòng)收入份額的負(fù)向效應(yīng)(邵敏， 2011； 邵敏和黃玖立， 2010)， 但也有一些文獻(xiàn)研究了 其正向效應(yīng)(唐東波和王潔華， 2011；唐東波， 2011； 肖文和周明海， 2010)。 這些文獻(xiàn)無 疑深化了我們對(duì)國際貿(mào)易與勞動(dòng)收入份額之間關(guān)系的理解，但這些文獻(xiàn)對(duì)此問題的回 答遠(yuǎn)遠(yuǎn)尚未完備，更加深入以及從不同視角對(duì)此問題進(jìn)行拓展和深化是必不可少的。

數(shù)據(jù)來源：羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍(2009)以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》

圖1

1993 年以來我國勞動(dòng)收入份額和國際貿(mào)易的變化趨勢(shì)

不同的是， 本文關(guān)注在國際貿(mào)易背景下工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。 筆者閱讀 所及以往的文獻(xiàn)都無一例外地忽略了工資剛性的存在性， 而由于中國經(jīng)濟(jì)恰好處于經(jīng) 濟(jì)轉(zhuǎn)軌期， 政府法律、 管制的存在導(dǎo)致了勞動(dòng)力市場(chǎng)工資剛性的存在(stiglizt， 2000； 陳 冬華等， 2010； 龔剛和楊光， 2010)。 這顯然難以解釋當(dāng)前中國的經(jīng)濟(jì)問題， 更不能解釋 中國現(xiàn)階段勞動(dòng)收入份額下降的現(xiàn)象。 尤其是國際貿(mào)易背景下， 工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份 額的影響機(jī)制和傳導(dǎo)路徑， 更缺乏相關(guān)的實(shí)證研究。 目前， 僅有方軍雄(2011)、 唐東波 (2011)、 唐東波和王潔華(2011)以及 Decreuse 和 Maarek(2011)考察了工資剛性對(duì)勞動(dòng) 收入份額的影響。 這些文獻(xiàn)缺乏工資剛性對(duì)于勞動(dòng)收入份額影響的定量分析和經(jīng)驗(yàn)檢 驗(yàn)。 促使本文探討這一問題的最初動(dòng)力源于， 我們對(duì)一些看似不相關(guān)且矛盾現(xiàn)象的重新 認(rèn)識(shí)， 且發(fā)現(xiàn)這些現(xiàn)象在時(shí)間上是耦合的。 眾所周知， 自上世紀(jì) 90 年代開始， 中國的對(duì) 外貿(mào)易發(fā)展迅速， 正逐步融入全球化過程中。 在 20 世紀(jì) 90 年代甚至一度出現(xiàn)了貿(mào)易雙 順差的現(xiàn)象， 貿(mào)易發(fā)展如此迅速卻伴隨著勞動(dòng)收入份額下降的局面， 這似乎背離了經(jīng)典 的貿(mào)易理論。 與此同時(shí)， 自上世紀(jì) 90 年以來， 在國民經(jīng)濟(jì)高速度增長(zhǎng)的同時(shí)， 我國的失 業(yè)率持續(xù)上升并保持在一個(gè)較高的水平， 2001—2009 年年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率是改革開 ① 同時(shí)， 從行 放以來最高的 9 年 ，這表明中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)吸收勞動(dòng)力的能力呈下降趨勢(shì)。 業(yè)結(jié)構(gòu)來講， 資本密集型部門所占比重不斷上升， 勞動(dòng)密集型部門卻不斷下降， 自 2003 年以后資本密集型部門每年以 20%以上的速度快速增長(zhǎng)， 相對(duì)于勞動(dòng)密集型部門僅為 ② 這些看似不相關(guān)且矛盾現(xiàn)象是否可以為我們研究國 10%～15%的增幅而言發(fā)展較快 。
① “十一五”時(shí)期以來，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率雖有所下降，但仍維持在 4%以上的高位。 ② 中國過去 30 年發(fā)展歷程中是勞動(dòng)密集型部門發(fā)展的更快，還是資本密集型部門發(fā)展的更快，李鋼、廖建輝和 向奕霓(2011)通過構(gòu)造勞動(dòng)密集型指數(shù)來勞動(dòng)密集型程度，研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)密集型指數(shù)從 1986 年的 109，下降 到 2009 的 100。

38

南 開 經(jīng) 濟(jì) 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES
①

2012 年 第 4 期 No.4 2012

際貿(mào)易影響勞動(dòng)收入份額的機(jī)制提供一種新的視角 ，也為當(dāng)前提升勞動(dòng)收入份額提 供一種新的思路。 鑒于此， 我們對(duì)這些現(xiàn)象的解釋， 也即本文的影響機(jī)理如下： 在國際 貿(mào)易的背景下， 工資剛性促使要素在部門間重新配置， 重新配置的結(jié)果將導(dǎo)致資本密集 型部門的擴(kuò)張， 勞動(dòng)密集型部門收縮以及失業(yè)率高企。 這使得總體勞動(dòng)收入份額下降 (如圖 2)。 本文的研究目的即在國際貿(mào)易的背景下， 研究工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的影 響機(jī)理以使為全面認(rèn)識(shí)勞動(dòng)收入份額持續(xù)下降這一議題提供新的研究視角， 并能豐富 國際貿(mào)易和勞動(dòng)收入份額的文獻(xiàn)素材。

圖 2 影響機(jī)理示意圖

二、理論分析
本部分我們首先推導(dǎo)要素積累和相對(duì)要素成本變化對(duì)勞動(dòng)收入份額影響的一般 性結(jié)論。 其次， 介紹具有工資剛性的 Davis(1998)模型。 再次， 我們主要討論國際貿(mào)易背 景下， 工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。最后， 總體勞動(dòng)收入份額變化的分解效應(yīng)。 (一) 資本密集度與勞動(dòng)收入份額 假設(shè)經(jīng)濟(jì)中只生產(chǎn)一種產(chǎn)品， 該產(chǎn)品既可用于消費(fèi)， 也可用于投資。 廠商在每個(gè)時(shí) 期租用勞動(dòng)力和資本進(jìn)行生產(chǎn)。 假設(shè)市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)， 則每種生產(chǎn)要素都按其邊際產(chǎn)品支 付報(bào)酬， 以及廠商出售所有產(chǎn)出。 完全競(jìng)爭(zhēng)使得廠商獲得零利潤(rùn)。 生產(chǎn)函數(shù)是一階齊次 的， 即生產(chǎn)的規(guī)模報(bào)酬不變， 根據(jù)歐拉定理， 有 Y＝L·MPL＋K·MPK。 故給定時(shí)期 t， 勞動(dòng) 收入份額可表示為： wL ω = LS = (1) wL + rK ω + k w K ω = 為相對(duì)工資， k = 為資本集約程度， 也即人均 這里， w 為工資率， r 為利率， L r 資本存量或資本深化。 所以， 由式(1)可知， 勞動(dòng)收入份額的變化是由 ω 和 k 共同決定的。 但是， 這些變量之間是相互聯(lián)系的。 Cobb 和 Douglas(1928)認(rèn)為要素價(jià)格變化不會(huì)影響
① 這說明了在考察和關(guān)注貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)收入份額影響的同時(shí)，必須同時(shí)考慮其他制度因素對(duì)其產(chǎn)生的影響。

39

趙秋運(yùn)、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額

勞動(dòng)收入份額， 使用規(guī)模不變的 C-D 生產(chǎn)函數(shù)， 勞動(dòng)收入份額始終是固定的， 并不隨資 本集約程度改變而改變。 當(dāng)人們發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)收入份額的確存在跨時(shí)差異和跨國差異之后， 相關(guān)的研究就更多地使用了常替代彈性(CES)函數(shù)而不是 C-D 函數(shù)(羅長(zhǎng)遠(yuǎn)， 2008)。 假設(shè) ω 是給定的， 則資本集約程度與勞動(dòng)收入份額成反比， 即： ?LSi ω =? <0 ?ki (ω + ki ) 2 (2)

由式(2)可以看出， 資本集約程度的提高會(huì)降低勞動(dòng)收入份額， 也即資本深化會(huì)降 這意味 低勞動(dòng)收入份額。 該結(jié)論包含兩層含義。 第一， 假設(shè) ω 在不同部門間是相同的。 著資本密集型部門比勞動(dòng)密集型部門的勞動(dòng)收入份額要低。 第二， 假設(shè)一些國家構(gòu)成了 一 一個(gè)自由貿(mào)易區(qū)， 根據(jù)要素均等化理論， 自由貿(mào)易會(huì)使得不同國家間的 ω 趨于相同。 國的勞動(dòng)收入份額會(huì)隨著該國資本集約程度上升而下降。 我們可以將上述兩層含義表 述成如下一個(gè)命題。 命題 1： 隨著資本集約程度的上升或資本深化的加劇， 一個(gè)國家的勞動(dòng)收入份額會(huì) 下降。 資本密集型部門的勞動(dòng)收入份額相比勞動(dòng)密集型部門較低。 ① 用 ω = ω (k ) 來表示。 因此， 因?yàn)橄鄬?duì)工資與資本集約程度或資本深化呈正相關(guān)的 ， 任何相對(duì)工資的改變都會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入份額有兩種相反的效應(yīng)。 可得如下： 對(duì)式(1)兩邊關(guān)于 ω 進(jìn)行求導(dǎo)， ?LS LS = (1 ? LS )(1 ? ε LK ) (3) ?ω ω 當(dāng)且僅當(dāng)替代彈性大于 1 時(shí)， 假定 ε LK = (dk / d ω ) /(k / ω ) S 是資本和勞動(dòng)的替代彈性。 直觀上， 當(dāng)相 勞動(dòng)收入份額會(huì)隨著相對(duì)工資的上升而下降， 即當(dāng) ε LK > 1, 時(shí)?LS / ?ω < 0 。 對(duì)工資上升時(shí)， 公司會(huì)用資本替代勞動(dòng)。 這種替代程度的大小用資本和勞動(dòng)的替代彈性 ② 來表示 。 假設(shè) K 給定， 且勞動(dòng)力需求函數(shù)為 L = L(ω ) ， 則對(duì) k = K / L 兩邊關(guān)于 ω 求導(dǎo)可得： dk K dL =? 2 ? (4) dω L dω 因此， 替代彈性也可寫成： (dk / d ω ) (dk / d ω ) =? (5) (k / ω ) (L / ω) 也即：
?ε LK = η L

(6)

將式(6)代入式(3)可得如下： ?LS LS = (1 ? LS )(1+η L ) (7) ?ω ω η L = (dL / d ω ) /( L / ω ) 是關(guān)于相對(duì)工資的勞動(dòng)力需求彈性。 當(dāng)且僅當(dāng)勞動(dòng)力需 其中，
① 參見 Bruno 和 Paul(2011)的研究。 ② 根據(jù)經(jīng)典理論的觀點(diǎn)，當(dāng)總產(chǎn)出滿足 Cobb-Douglas 函數(shù)時(shí)，勞動(dòng)收入份額與相對(duì)要素成本無關(guān)。

40

南 開 經(jīng) 濟(jì) 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

求彈性小于-1 時(shí)， 勞動(dòng)收入份額隨著相對(duì)工資的上升而下降， 即當(dāng) η L <? 1, ?LS / ?ω 項(xiàng) 式< 0 。 綜上所述， 我們便有如下命題。 命題 2： 當(dāng)資本與勞動(dòng)的替代彈性大于 1 時(shí)， 勞動(dòng)收入份額隨著相對(duì)工資的上升而 ?LS < 0。 下降， 即 ε LK > 1 時(shí)， 從另一方面來說， 當(dāng)勞動(dòng)力需求彈性小于－1 時(shí)， 勞動(dòng)收入 ?ω ?LS 份額隨著相對(duì)工資的上升而下降， 即 η L < ?1 時(shí)， <0。 ?ω (二) 國際貿(mào)易和工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響機(jī)理
Davis (1998) 在 HOS 模型下分析了工資剛性的影響。 在此， 首先介紹 HOS 模型。 其

各部門 假設(shè)條件： 有兩類國家 i = 1, 2, 兩種生產(chǎn)要素資本Ｋ和勞動(dòng)Ｌ生產(chǎn)兩種最終產(chǎn)品。 兩國對(duì)產(chǎn)品的偏好相同， 但 規(guī)模報(bào)酬不變， 且兩類國家有相同的全要素生產(chǎn)率 (TFP) 。 國家 2 的要素稟賦為 ( K 2 , N 2 ) 。 兩國的要素稟賦不同。 設(shè)國家 1 的要素稟賦為 ( K1 , N1 ) ， 則世界水平的人均資本相對(duì)供給 國家 2 的資本比國家 1 的更豐裕， 即 K1 / N < K 2 / N 2 ， 國家 2 的產(chǎn)品市場(chǎng)和勞動(dòng)力市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)， 而要素價(jià)格在國 為 k s = ( K1 + K 2 ) /( N1 + N 2 ) 。 家 1 中具有不完全彈性。 產(chǎn)品 1 是勞動(dòng)密集型的， 其相對(duì)價(jià)格為 p = p1 / p2 (其中 p1 為勞 而 動(dòng)密集型產(chǎn)品的價(jià)格)， 相對(duì)要素成本為 ω = w / r 。Davis 考慮了絕對(duì)工資剛性存在。 本研究只關(guān)注相對(duì)工資剛性， 即相對(duì)工資 ω = w / r 是固定的。Davis 模型包含了三個(gè)內(nèi) 有效資本集約程度 k； 國家１的就業(yè)量 L1 。 這三個(gè)變量可以表 生變量： 世界相對(duì)價(jià)格 p ； 示為： p = p (k ), p′ > 0 (8) ω = ω ( p), ω ′ > 0 (9) K L1 = ? N 2 (10) k 且 ω ( p(k )) ≥ ω ( p(k s )), k = ( K1 + K 2 ) /( N1 + N 2 ) ≥ k s 。 其中公式(8)代表赫克歇爾—俄林( Heckscher ? Ohlin )曲線 ( HO) ， 表明資本集約度 與 p 正相關(guān)。 根據(jù)羅勃津斯基(Rybczinshky)定理， 資本集約程度的上升會(huì)增加資本密 集產(chǎn)品的相對(duì)供給， 因而提高勞動(dòng)密集產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格。 存在工資剛性的情況這一關(guān)系 整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中 也成立。 式(9)為斯托爾珀—薩繆爾森( Stolper ? Samunelson )曲線 ( SS ) 。 的產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格保持不變。 當(dāng)這一價(jià)格上升時(shí)， 對(duì)勞動(dòng)的相對(duì)需求上升， 從而相對(duì)工資 水平會(huì)上升。 根據(jù)要素均等化理論， 整個(gè)貿(mào)易經(jīng)濟(jì)體的相對(duì)工資都穩(wěn)定在該水平。 同理， 這一關(guān)系也可以反過來推導(dǎo)， 相對(duì)工資的上升意味著勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格上升。 隨著對(duì)資本的相對(duì)需求上升， 整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的就 式(10)是布萊徹( Brecher )曲線(BR)。 業(yè)量下降。 由于在國家 2 中工資變動(dòng)是完全具有彈性的， 因此， 失業(yè)僅會(huì)發(fā)生在國家 1 中。 如圖 3 描述了該模型。 對(duì)于完全競(jìng)爭(zhēng)的要素市場(chǎng)， 資本相對(duì)供給決定相對(duì)工資水平。 對(duì)于存在工資剛性的 情況則剛好相反。 假設(shè)國家 1 存在工資剛性， 不管其工資剛性以何種方式存在。 若國家 41

趙秋運(yùn)、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額

圖 3 國際貿(mào)易和工資剛性影響勞動(dòng)收入份額示意圖

1 最低相對(duì)工資水平為 ω ° 。 根據(jù)要素價(jià)格均等化理論， 最終會(huì)使所有自由貿(mào)易國家的工 此時(shí)， 并不會(huì)實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)。 由 SS 曲線可以得到勞動(dòng)密集型產(chǎn) 資都維持在 ω ° 水平上， 這一相對(duì)價(jià)格必須保持在整體水平。 在這一價(jià)格下， 由 HO 曲線表明 品的相對(duì)價(jià)格 p° 。 對(duì)資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)需求要大于充分就業(yè)情況下的相對(duì)供給。 因此， 對(duì)資本的相對(duì) s 最后， 由 BR 曲線得到國家 1 的就業(yè)量 L1。 當(dāng)相對(duì)工資剛性上 需求 k ° 大于相對(duì)供給 k 。 升， 或者當(dāng)全球化使得更多的國家加入到國際貿(mào)易中來時(shí)會(huì)發(fā)生什么樣的變化呢？ ω 的上升會(huì)降低資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格， 因而會(huì)增加對(duì)資本的相對(duì)需求。 國家 1 的就 業(yè)量會(huì)下降， 而國家 2 仍充分就業(yè)。 隨著經(jīng)濟(jì)全球化， 更多的國家或地區(qū)會(huì)參與到國際 會(huì)使 N 2 增加。 BR 曲線向左 貿(mào)易的進(jìn)程中， 若最低相對(duì)工資 ω ° 維持在世界水平上不變， 上方移動(dòng)會(huì)使國家 1 的就業(yè)進(jìn)一步惡化為 L1 ' 。 (dK 2 , dN 2 ) > 0 下面的結(jié)論概括了上述 HOS 模型的推論： 令 dω 表示相對(duì)工資剛性， 表示全球化進(jìn)程中國家 2 的資本和勞動(dòng)的增加量。 通過前面的分析我們可以得出如下命題。 命題 3： 工資剛性的增加會(huì)提高國家 1 的資本相對(duì)需求以及降低國家 1 的就業(yè)水 平， 即： dL dk > 0, 1 < 0 (11) dω dω 全球化能促使資本的相對(duì)需求上升， 這會(huì)進(jìn)一步 命題 4： 在假定 ω 給定的條件下， 導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額的下降。 換言之， 當(dāng)資本的相對(duì)供給下降后仍高于世界水平時(shí)， 全球 化作用的擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致資本集約程度上升， 國家 1 的就業(yè)下降， 即當(dāng)且僅當(dāng) dK 2 / dN 2 < k , dk1 > 0, dN 2 > 0 時(shí) dLS1 < 0 。 總之， 國際貿(mào)易會(huì)加重具有工資剛性的國家失 業(yè)和惡化該國勞動(dòng)收入份額。 而在勞動(dòng)力市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)的國家不存在這種關(guān)系。 命題 5： 國際貿(mào)易會(huì)提高世界水平的勞動(dòng)與資本之間的替代彈性， 從而導(dǎo)致國家 1 -1 的勞動(dòng)收入份額的下降。 即當(dāng)世界水平的資本和勞動(dòng)的替代彈性大于 [O( K , N 2 , k )] 時(shí)， (dk / d ω ) 1 相對(duì)工資剛性會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額的下降， 即當(dāng)且僅當(dāng) ≥ = (k / ω ) O( K , N 2 , k ) 42

南 開 經(jīng) 濟(jì) 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

K ? N2k 時(shí)： K

dLS1 <0 dω (五) 總體勞動(dòng)收入份額分解

(12)

國際貿(mào)易和工資剛性會(huì)改變總體勞動(dòng)收入份額。 勞動(dòng)收入份額的總體變化可反映 部門內(nèi)部和部門之間的變化。 一般來說， 總體勞動(dòng)收入份額可以分解如下為： εKL >1 (13)

φit = PY 總體勞動(dòng) 這里， i 表示部門或公司， t 表示年份。 i it / PYt 為部門 i 的相對(duì)產(chǎn)出， 收入份額的波動(dòng)可以分解為兩部分： ω (dki / d ω ) / ki = 1 (14)
特別地， 我們可以把一個(gè)國家的部門分為勞動(dòng)密集型部門和資本密集型部門， 其分 解如下： dLSi =0 (15) dω φa = ( paYa ) /( paYa + pbYb ) 為總產(chǎn)出中資本密集型部門的份額，p = pa / pb 為相 其中， 對(duì)價(jià)格，y = Ya / Yb 為相對(duì)產(chǎn)出， 則 φa = py /( py + 1) 。 我們先考慮工資剛性的邊際增加對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。 我們可得： dLSa dLSb dLS1 dφa = ( LS a ? LSb ) + φa + (1 ? φa ) (16) dω dω dω dω dφa / d ω ( LSa ? LSb ) 為結(jié)構(gòu)效應(yīng)， φa dLSa / dLSb + (1 ? φa )dLSb / d ω 為部門內(nèi)效應(yīng)。 其中， 國際貿(mào)易和工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響也可從此兩方面來進(jìn)行分析： 羅勃 我們來分析下結(jié)構(gòu)效應(yīng)。 工資剛性的增加會(huì)導(dǎo)致資本集約程度需求 k1 的增加。 津斯基(Rybczinshky)定理表明要素稟賦的相對(duì)增加會(huì)導(dǎo)致資本密集型部門的擴(kuò)展， 以 及勞動(dòng)密集型部門的收縮。 即， 工資剛性增加， 要素會(huì)向著資本密集型部門進(jìn)行再分配， k = K / L 比率上升， 從而導(dǎo)致相對(duì)產(chǎn)出 y 上升， 即 dy / d ω > 0, dφa / d ω > 0 。 同時(shí)， 當(dāng)存在 會(huì)使得資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格 p 下降， 我們將其稱之為價(jià)格效應(yīng)。 價(jià) 工資剛性 ω ， 可以看出， 這兩種效應(yīng)作用方向正好相反， 其相對(duì) 格效應(yīng)使得 dp / d ω < 0, 即dφa / d ω < 0 。 強(qiáng) 度 大小取決 于 偏 好、 技術(shù) 和貿(mào)易全球化水平。隨著一國開 放 貿(mào)易， 羅勃津斯基 (Rybczinshky)效應(yīng)影響會(huì)更強(qiáng)， 即資本密集型部門份額更可能增加。 ?LS / ?ω < 0 。 在 Cobb-Douglas 現(xiàn)在， 考慮部門內(nèi)效應(yīng)， 由命題 2 可得， 當(dāng) ε K L > 1 時(shí)， 即意味著 dLSi / d ω = 0 。 因此， 總體勞動(dòng)收入份額 情況下， 替代彈性 (dki / d ω ) /(ki / ω ) = 1 。 的改變只取決于部門間份額的改變。 當(dāng)偏好可以對(duì)數(shù)線性化時(shí)， 封閉經(jīng)濟(jì)體國家的羅勃 津斯基(Rybczinshky)效應(yīng)正好可以抵消價(jià)格效應(yīng)， 而在發(fā)生國家貿(mào)易時(shí)， 羅勃津斯基 (Rybczinshky)效應(yīng)會(huì)增強(qiáng)， 使得該效應(yīng)大于價(jià)格效應(yīng)。 所以， 封閉經(jīng)濟(jì)體國家的勞動(dòng)收 入份額為常數(shù)， 而開放經(jīng)濟(jì)國家的勞動(dòng)收入份額則遞減。 利用同樣的原理， 我們可以分解國際貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。 考慮到 N 2 的邊 43

趙秋運(yùn)、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額

際增加， 我們可以得到： LS a , LSb

(17)

上式中， 得知 dLS1 / dN 2 < 0 ， 而特定部門勞動(dòng)收入份額不變， 即 dLSi / dN 2 = 0, i = a, b 。 ω 和 p 都保持不變， 資本密集型特定部門也不變化， 這就意味著 LSa , LSb 都不變。 的確， 這樣總體勞動(dòng)收入份額的變化完全是由于部門間要素的重新配置來決定的。 由于相對(duì) 要素價(jià)格的剛性， 資本密集型部門中相對(duì)價(jià)格 p 保持不變。 羅勃津斯基(Rybczinshky) 綜上所述我們便有如下命題。 效應(yīng)意味著資本密集型部門份額 φa 會(huì)增加。 命題 6： 在國際貿(mào)易背景下， 工資剛性促使要素在部門間重新配置， 重新配置的結(jié) 果是資本密集型部門的擴(kuò)大， 勞動(dòng)密集部門收縮。 這使得總體勞動(dòng)收入份額下降。 所以， 總體勞動(dòng)收入份額的波動(dòng)是要素在部門內(nèi)和部門間重新分配的結(jié)果。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)說明
根據(jù)第二部分的討論和提出的命題， 我們給出如下的實(shí)證研究模型： LSit = α1 + α 2 Tradeit + α 3WRit + α 4 Z it + μi + ε it (18)

其中， Trade 度量貿(mào)易開放度， 在貿(mào)易開放度的變量選取上， 許多文獻(xiàn)采取了不同的 方法。 在此， 我們借鑒羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍(2009b)、 邵敏和黃玖立(2010)、 張莉等(2012)、 白 重恩和錢震杰(2009)等貿(mào)易變量的選擇方法， 選取一個(gè)國家的貿(mào)易總額占 GDP 的比重 來表示。 WR 為工資剛性的衡量指標(biāo)， 在對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性的度量方面， 由于勞動(dòng)力市 場(chǎng)剛性的來源有多種， 因此度量方法也有多種。 Forteza 和 Rama(2001)詳細(xì)分析了最低 工資法、 勞動(dòng)保險(xiǎn)參與、 工會(huì)組織以及政府部門勞動(dòng)力占比等多種勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性來源 指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響， 發(fā)現(xiàn)起顯著作用的只有工會(huì)組織以及政府部門勞動(dòng)力占比兩 個(gè)變量。 具體到我國的情況， 二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征的存在導(dǎo)致是我國勞動(dòng)力市場(chǎng)存在多元 分割的現(xiàn)象(余官勝， 2012)， 而這種分割主要體現(xiàn)在體制內(nèi)的勞動(dòng)就業(yè)和體制外的勞動(dòng) 就業(yè)， 體制內(nèi)的勞動(dòng)力雇傭和解雇的成本較高， 且具有較高的工會(huì)參與程度， 因此剛性 較高； 而體制外的勞動(dòng)力就業(yè)則較多遵循市場(chǎng)原則， 剛性程度較低。 基于此， 本文參照 余官勝(2012)的方法， 選取國有企業(yè)和政府部門勞動(dòng)力占比以及工會(huì)會(huì)員占勞動(dòng)力的 比重兩個(gè)變量度量勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性程度， 分別采用 ELP 和 ELS 表示。 控制變量為 Z， 是影響勞動(dòng)收入份額差異及其變化的控制變量。 根據(jù)已有文獻(xiàn)， 我 們考 慮 如下影響勞動(dòng)收入份額的 變 量 ： 資本 產(chǎn) 出 比 (K/Y) ， 人 力資本 (H) ， 政府 支 出 K/Y 為資本產(chǎn) (Gov)， 外商直接投資(FDI)， 勞動(dòng)生產(chǎn)率(GL)。 這里需要特殊說明的是， 出比， 表示資本深化。 在給定相對(duì)要素價(jià)格下， 羅勃津斯基(Rybczinshky)定理認(rèn)為資本 集約程度的增加會(huì)提高資本部門的份額， 這會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額的下降。 這里我們并沒 有考慮用資本勞動(dòng)比， 理論上資本勞動(dòng)比可以衡量單位有效勞動(dòng)的。 但是， 這必須要求 ① 在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架中， 資本產(chǎn)出比是影響 資本為勞動(dòng)增進(jìn)型技術(shù)變革才可以 。
① Bruno 和 Paul(2011)。

44

南 開 經(jīng) 濟(jì) 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

勞動(dòng)報(bào)酬占比的重要因素， 一些實(shí)證研究也驗(yàn)證了這點(diǎn)(Bentolia 和 Saint-Paul， 2003； 白重恩、 錢震杰， 2009； 羅長(zhǎng)遠(yuǎn)、 張軍， 2009b)。 通常用實(shí)際資本存量與實(shí)際 GDP 的比值 ① 按 (資本產(chǎn)出比)來刻畫。 為此我們參考了張軍等(2004)對(duì)資本存量 的方法進(jìn)行測(cè)算。 照 Bentolina 和 Saint-paul(2003)K/Y 系數(shù)的符號(hào)與勞動(dòng)與資本的替代彈性有關(guān)。當(dāng)兩 勞均資本 K/L 增加，勞動(dòng)收入份額上升； 反之， 如果兩種要 種要素互補(bǔ)時(shí)， 即 σ < 1 時(shí)， 勞均資本 K/L 減少， 勞動(dòng)收入份額下降。 素替代時(shí)， 即 σ > 1 時(shí)， 為了考察國際貿(mào)易與工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的交互影響， 我們?cè)诨貧w模型中加 其表示工資剛性和貿(mào)易全球化對(duì)勞動(dòng)收入份額的交互影響。 入 Trade *WR 的交互項(xiàng)， 本文使用的數(shù)據(jù)是中國 1995—2007 年省際面板數(shù)據(jù)。 為保持?jǐn)?shù)據(jù)口徑的相對(duì)一致 性， 西藏不包括在內(nèi)， 重慶則與四川合并， 一共有 29 個(gè)省市區(qū)。 除非特別指出， 本文所 使用的數(shù)據(jù)均來自于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、 《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史 資料 ： 1952—1995》、 《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市《統(tǒng)計(jì)年 鑒》 。 本文所涉及變量、 定義以及部分主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表 1。
表 1 變量定義和統(tǒng)計(jì)描述
變量 LS Trade ELP ELS K/Y Gov FDI GL H 定義 勞動(dòng)收入份額 國際貿(mào)易占比 國有企業(yè)和政府與勞 動(dòng)力之比 工會(huì)會(huì)員與勞動(dòng)力之比 資本-產(chǎn)出比 政府支出 外商直接投資 勞動(dòng)生產(chǎn)率 人力資本 觀測(cè)數(shù) 377 377 377 377 377 377 377 296 377 均值 3.90 －2.36 －0.78 －0.01 0.24 －2.06 －3.96 －4.30 13.94 標(biāo)準(zhǔn)差 0.17 1.62 0.35 0.39 0.37 0.40 1.14 1.01 7.70 最小值 3.45 －9.29 －2.00 －0.91 －0.60 －3.13 －7.31 －9.45 1.65 最大值 4.26 0.68 0.65 1.57 0.99 －1.02 －1.53 －1.54 30.13

注：對(duì)以上變量已經(jīng)取對(duì)數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果與討論
(一) 基本估計(jì)結(jié)果 表 2 報(bào)告的是采用不同方法估計(jì)工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響效應(yīng)。 首先采用 不加入任何控制變量的估計(jì)模型， 即表 2 中第(1)—(4)列， 分別利用混合 OLS、 固定效 應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型方法對(duì)方程(18)進(jìn)行的估計(jì)結(jié)果。 可以發(fā)現(xiàn)核心解釋變量估計(jì)
① 關(guān)于資本存量計(jì)算， 借鑒張軍等(2004)的做法， 采用通用的永續(xù)盤存法來度量， 公式為： K t = (1 ? δ ) K t ?1 + I t / Pt ， 其中， Kt 表示第 t 年年末實(shí)際資本存量， Kt-1 表示上一年年末實(shí)際資本存量， It 表示第 t 年名義投資， Pt 為固定 資本投資價(jià)格指數(shù)， δ 表示折舊率。 在實(shí)際計(jì)算過程中， 我們將各省份的實(shí)際折舊率假定為 5％。2004 年以前 各省區(qū)固定資本投資平減指數(shù)主要用固定資本形成指數(shù)計(jì)算得到， 2005—2007 年按照《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中各 省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)計(jì)算。

45

趙秋運(yùn)、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額

結(jié)果的符號(hào)基本符合預(yù)期。 國際貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)收入份額具有顯著的抑制作用。 工資剛性指 標(biāo) ELP 和 ELS 為負(fù)， 其中 ELP 并不顯著， 這說明國企和政府部門的勞動(dòng)力就業(yè)受國際 貿(mào)易的影響較小。 而 ELS 顯著為負(fù)， 這與我們前面的命題 3 相契合。 三種估計(jì)方法一致 得到工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入具有顯著的惡化作用。 進(jìn)一步地， 我們加入一系列的控制變量 (K/Y， FDI， Gov， H， GL)以驗(yàn)證估計(jì)的穩(wěn)健性， 見表 2 中第(5)—(8)列。 結(jié)果表明， 這 些控制變量對(duì)勞動(dòng)收入份額整體有解釋作用， 且符號(hào)大都符合預(yù)期， 而我們所關(guān)注的工 資剛性的估計(jì)系數(shù)在各種估計(jì)中變化不大。 總體而言， 在 8 個(gè)估計(jì)模型中， 工資剛性的 估計(jì)系數(shù)都為負(fù)， 且達(dá)到 10%顯著水平。 其中， 反映資本深化的 K/Y 為負(fù)， 但在(6)和(7) 兩個(gè)方程中都不顯著， 顯示了資本深化并不能提升勞動(dòng)收入份額， 意味著資本和勞動(dòng)并 ① 根據(jù)羅勃津斯基(Rybczinshky)定理， 當(dāng)發(fā)生資本深化， 且特定部門相對(duì) 非互補(bǔ)關(guān)系 。
表 2 基本估計(jì)結(jié)果
(1) POLS TradeELS TradeELP Trade ELP ELS K/Y Gov FDI GL H 常數(shù) N 3.900*** (346.015) 377 3.786*** (84.354) 377 3.756*** (58.794) 377 3.800*** (75.579) 377 －0.041*** (6.403) -0.004 (-0.947) (2) POLS －0.043*** (-4.197) -0.069*** (-5.339) -0.097*** (-6.340) -0.004 (-0.095) -0.283*** (-8.238) (3) FE －0.040*** (-3.391) -0.080*** (-4.606) -0.134*** (-5.308) -0.041 (1.067) -0.218*** (-6.264) (4) RE －0.039*** (-3.800) -0.074*** (-5.059) -0.108*** (-5.769) -0.036 (0.962) -0.237*** (-7.389) (5) POLS -0.044*** (-3.896) -0.068*** (-4.446) -0.090*** (-4.809) -0.112** (-2.274) -0.188*** (-4.399) -0.067
***

(6) FE -0.017 (-1.366) -0.036* (-1.915) -0.092*** (-3.381) -0.201*** (-3.731) -0.085* (-1.828) -0.012 (-0.154) 0.261*** (5.176) -0.020
*

(7) RE -0.027** (-2.481) -0.052*** (-3.320) -0.081*** (-4.010) -0.168*** (-3.344) -0.102** (-2.481) -0.053 (-1.167) 0.190*** (4.849) -0.014 (-1.383) -0.009* (-1.730) -0.016*** (-7.630) 4.203*** (34.481) 296

(8) GLS -0.031*** (-3.898) -0.065*** (-5.813) -0.082*** (-5.878) -0.086*** (-2.588) -0.142*** (-4.807) -0.047*** (-3.217) 0.085*** (5.257) -0.013** (-2.561) -0.003 (-0.511) -0.009*** (-6.413) 4.014*** (60.278) 296

(-3.092) 0.080*** (3.328) -0.010 (-1.282) -0.012* (-1.652) -0.010*** (-4.696) 3.941*** (42.349) 296

(-1.745) -0.006 (-1.099) -0.020*** (-8.117) 4.295*** (27.731) 296

注：*、**、***分別表示 10%、5%和 1%的顯著性水平。括號(hào)內(nèi)為 t 值，下同。 ① 由前面的命題可知，當(dāng)資本與勞動(dòng)的替代彈性大于 1 時(shí)，即二者為替代關(guān)系時(shí)，資本深化會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)收入份 額的下降。

46

南 開 經(jīng) 濟(jì) 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

價(jià)格不變時(shí)， 資本密集型部門的真實(shí)產(chǎn)出將會(huì)增加。 而且， 當(dāng)替代彈性大于 1 時(shí)， 真實(shí) 相對(duì)產(chǎn)出的變動(dòng)幅度將超過其所引致的部門相對(duì)價(jià)格變動(dòng)幅度， 于是， 資本密集型部門 的相對(duì)產(chǎn)值上升， 勞動(dòng)密集型部門則下降， 根據(jù)命題 1 可知， 資本密集型部門的勞動(dòng)收 入份額顯著低于勞動(dòng)密集型部門。這會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致總體勞動(dòng)收入份額下降。 在勞動(dòng)力 市場(chǎng)存在工資剛性的情況下， 國際貿(mào)易改變了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 使得資本密集型部門和生產(chǎn)過 程出現(xiàn)擴(kuò)張，同時(shí)行業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)要素出現(xiàn)重新配置，總體上抑制了我國總體勞動(dòng)收入 份額的上升， 這也與本文命題 6 相一致。 (二) 穩(wěn)健性分析 1. 內(nèi)生性問題 為了得到穩(wěn)健性(robustness)的估計(jì)結(jié)果， 本文以下將在控制國際貿(mào)易和工資剛性 對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響外， 還需要考慮一個(gè)重要問題。 在國際貿(mào)易影響勞動(dòng)收入份額的 同時(shí)， 勞動(dòng)收入份額也可能影響對(duì)外貿(mào)易。 在一定程度上， 勞動(dòng)收入份額也反映了一個(gè) 國家在勞動(dòng)密集型產(chǎn)品上的比較優(yōu)勢(shì)， 勞動(dòng)收入份額的變化可能通過影響比較優(yōu)勢(shì)而 影響對(duì)外貿(mào)易水平。 即， 可能存在國際貿(mào)易與勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的雙向因果關(guān)系。 羅長(zhǎng) 遠(yuǎn)和張軍(2009b)也指出， 勞動(dòng)收入份額與反映全球化的變量可能存在聯(lián)立內(nèi)生性。 嚴(yán) 重的內(nèi)生性將使模型的估計(jì)系數(shù)有偏和非一致性。 同理， FDI 也可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題， 即可能存在外資進(jìn)入與勞動(dòng)收入份額之間的因果關(guān)系(邵敏和黃玖立， 2010)。 鑒于此， 我們處理這種內(nèi)生性問題的通常做法是， 選取 Trade 和 FDI 的滯后一期作為其工具變 量。 因?yàn)樵谇蛐螖_動(dòng)項(xiàng)的假定下， 由兩階段最小二乘法(2SLS)所提供的工具變量線性 組合中漸進(jìn)最有效的。由表 3 結(jié)果可知，工資剛性和國際貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)具 有重要的解釋力， 只是在克服內(nèi)生性問題下工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的估計(jì)系數(shù)高于 表 2 中的相應(yīng)系數(shù)。 我們通過考察工具變量的有效性， 發(fā)現(xiàn)不存在弱工具變量。 為了穩(wěn) 健起見， 我們使用弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)進(jìn)行估計(jì)， 如表 3。結(jié)果發(fā)現(xiàn) LIML 的系數(shù)估計(jì)值與 2SLS 相同，這也從側(cè)面印證了“不存在弱工具 變量” 。 鑒于勞動(dòng)收入份額具有可持續(xù)性(唐東波和王潔華，2011)， 我們考慮在估計(jì)模型 中，加入被解釋變量的滯后項(xiàng)， 因而估計(jì)模型變成一個(gè)動(dòng)態(tài)模型， 見式(21)。 被解釋變 量的滯后項(xiàng)作為解釋變量， 會(huì)導(dǎo)致解釋變量的內(nèi)生性問題。 為解決這一問題， 我們有必 要運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板方法即 GMM 進(jìn)行實(shí)證分析。 在進(jìn)行相關(guān)估計(jì)中，學(xué)者們提出了廣義 矩估計(jì)(GMM)的估計(jì)方法。廣義矩估計(jì)包括差分廣義矩估計(jì)(GMM—DIF)和系統(tǒng)廣 義矩估計(jì)(GMM—SYS)。 Arellano 和 Bond(1991)提出的差分 GMM 可以解決動(dòng)態(tài)面板 數(shù)據(jù)模型估計(jì)量的非一致問題，但是就偏誤和估計(jì)準(zhǔn)確性而言，一階差分 GMM 估計(jì) 方法仍然存在著一些缺陷， 在大多數(shù)情況下變量的滯后值并不是一階差分方程的理想 工具變量。 系統(tǒng) GMM 估計(jì)量綜合了一階差分方程和水平方程：即以合適的滯后水平 值作為工具變量的標(biāo)準(zhǔn)一階差分方程組和以合適的滯后一階差分變量作為工具變量 47

趙秋運(yùn)、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額

的水平值作為工具變量的水平方程組。 系統(tǒng) GMM 方法的一般形式如下： ′ β + μi + eit yit = α yit ?1 + xit ′ β + Δeit Δyit = αΔyit ?1 + Δxit

(19) (20)

′ ? s (ui + eit ) ] = 0 和 E [ Δyit ? s (ui + eit ) ] 第一個(gè)方程為水平方程， 對(duì) 應(yīng) 的 矩條件 為 E [ Δxit ′ ? s 和 Δyit ? s ， = 0 (s＝1)。 只要這兩個(gè)矩條件得到滿足， 內(nèi)生變量的差分滯后項(xiàng)(即 Δxit s＝ 1) 就 是 水 平 方 程 合 格 的 工 具 變 量 。第 二 個(gè) 方 程 為 差 分 方 程 ， 對(duì)應(yīng)的矩條件： ′ ? s Δeit ] = 0 和 E [ yit ? s Δeit ] = 0 ( s ≥ 2 )。 只要這兩個(gè)矩條件得到滿足， 內(nèi)生變量的水平值 E [ xit ′ ? s 和 yit ? s ，s ≥ 2 )就是差分方程合格的工具變量。 滯后兩期及以上(即 xit LSit = α 0 + α1 LSi ,t ?1 + α 2Tradeit + α 3WRit + α 4 Z it + μi + ε it (21)

在此， 我們把工資剛性的指標(biāo)視為外生變量， 由于工資剛性是由我國的法律和體制 所決定的， 因此我們有充分的理由將工資剛性視為外生變量。在此基礎(chǔ)上對(duì)上述方程 進(jìn)行系 統(tǒng) GMM 估計(jì)。在 差分 方程中 ： 內(nèi)生變量水平值的滯后兩期是 GMM 工具 (GMM-style)， 而外生變量水平值的差分是一般工具(IV-style)。在水平方程中， 內(nèi)生變 量水平值的差分滯后是 GMM 工具， 而外生變量水平值是一般工具。在模型的估計(jì)中， 我們將重點(diǎn)報(bào)告與系統(tǒng) GMM 有關(guān)的三項(xiàng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)。其中， Sargan 檢驗(yàn)的卡方 統(tǒng)計(jì)量用于檢驗(yàn)約束條件是否存在過度識(shí)別(over-identifying restriction)， 即檢驗(yàn)工具 變量的合理性。AR(1)和 AR(2)用于檢驗(yàn)估計(jì)殘差是否存在一階和二階序列相關(guān)性。 運(yùn)用這一方法對(duì)樣本進(jìn)行的估計(jì)結(jié)果見表 3。 由表 3 可知， 回歸方程通過了殘差自 相關(guān)的 AR(1)、 AR(2)檢驗(yàn)以及工具聯(lián)合有效的 Sargan 檢驗(yàn)， 說明得到的回歸系數(shù)和 穩(wěn)健性是比較可靠的。在估計(jì)結(jié)果中， 滯后一期的勞動(dòng)收入份額 L.LS 與當(dāng)期勞動(dòng)收入 份額 LS 顯著正相關(guān)。 可見勞動(dòng)收入份額的持續(xù)性效應(yīng)明顯， 這進(jìn)一步驗(yàn)證了勞動(dòng)收入 份額動(dòng)態(tài)模型的合理性。 同時(shí)也意味著上一期的勞動(dòng)成本對(duì)當(dāng)期的就業(yè)需求影響不大， 由此也可反映近年來中國勞動(dòng)收入份額持續(xù)下降的內(nèi)在原因。我們所重點(diǎn)關(guān)注的工資 剛性系數(shù)顯著為負(fù)， 國際貿(mào)易的影響也為負(fù)數(shù)， 進(jìn)一步表明工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額的 惡化是客觀存在的。顯然， 本文所關(guān)注的核心解釋變量對(duì)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的貢獻(xiàn)是 強(qiáng)化還是弱化的結(jié)論在動(dòng)態(tài)識(shí)別中依然成立。 2. 異常樣本點(diǎn)的影響 為了檢驗(yàn)本文估計(jì)結(jié)果是否受到某些異常點(diǎn)的影響， 我們首先計(jì)算出 29 個(gè)省市區(qū) 勞動(dòng)收入份額在 10%和 90%百分?jǐn)?shù)， 并將全部樣本中低于 10%分位數(shù)和高于 90%分位數(shù) 的樣本點(diǎn)剔除， 在此基礎(chǔ)上， 對(duì)剩余樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)模型估計(jì)， 結(jié)果見表 3 第(8) 列。從中可知， 核心解釋變量基本達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著， 與前述基本識(shí)別結(jié)果相接近。因此， 從整體而言， 我們的結(jié)論仍然是基本穩(wěn)健的。 總而言之， 上述經(jīng)驗(yàn)研究支持了國際貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)收入份額有負(fù)向影響， 且工資剛性 使這種影響進(jìn)一步惡化。在控制可能存在的內(nèi)生性問題方面， 研究結(jié)果仍然是顯著的， 表現(xiàn)出相當(dāng)?shù)姆�(wěn)健性。本文研究為人們觀察中國勞動(dòng)收入份額變動(dòng)和國民收入分配提 供了一個(gè)全新的視角。 48

南 開 經(jīng) 濟(jì) 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

表 3 穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果
(1) IV-Lag -0.091*** (－4.622) Trade*ELS －0.047*** (－4.887) Trade*ELP －0.070*** (－4.569) ELP －0.118*** (－2.713) ELS －0.153*** (－4.241) K/Y －0.053*** (－2.577) Gov 0.087*** (3.860) FDI －0.006 (－0.838) GL －0.009 (－1.247) H －0.013*** (－6.386) L.LS Trade 常數(shù) N Sargan AR(1) AR(2) 4.046*** (40.783) 271 (2) IV-Lag -0.083*** (－4.599) －0.044*** (－4.755) －0.063*** (－4.522) －0.105** (－2.508) －0.143*** (－4.009) －0.052** (－2.539) 0.083*** (3.693) －0.009 (－1.268) －0.009 (－1.239) －0.014*** (－6.460) (3) LIML －0.091*** (－4.622) －0.047*** (－4.887) －0.070*** (－4.569) －0.118*** (－2.713) －0.153*** (－4.241) －0.053*** (－2.577) 0.087*** (3.860) －0.006 (－0.838) －0.009 (－1.247) －0.013*** (－6.386) (4) LIML －0.083*** (－4.599) －0.044*** (－4.755) －0.063*** (－4.522) －0.105** (－2.508) －0.143*** (－4.009) －0.052** (－2.539) 0.083*** (3.693) －0.009 (－1.268) －0.009 (－1.239) －0.014*** (－6.460) (5) －0.069*** (－3.213) －0.033*** (－2.766) －0.051*** (－4.630) －0.176*** (－3.244) －0.089 (－1.430) －0.046 (－0.461) 0.223*** (3.647) 0.003 (0.206) －0.004 (－1.500) －0.017*** (－4.872) 0.371*** (6.479) 2.935*** (8.581) 271 23.53063 (1.0000) －3.4224 (0.000) －1.9531 (0.508) (6) －0.078*** (－3.468) －0.023*** (－5.112) －0.044*** (－4.953) －0.152*** (－5.138) －0.075** (－2.062) －0.110 (－0.508) 0.174*** (3.496) －0.017 (－1.448) －0.002 (－0.747) －0.014*** (－4.157) 0.342*** (7.472) 2.839*** (10.386) 271 24.60771 (1.0000) －3.3247 (0.000) －1.9597 (0.500) (7) －0.099** (－2.442) －0.028* (－1.661) －0.060** (－2.321) －0.181* (－1.879) －0.052 (－0.804) 0.061 (0.520) 0.134** (2.248) －0.007 (－0.476) －0.005 (－1.535) －0.016*** (－3.949) 0.384*** (4.412) 2.566*** (6.889) 271 24.4681 (1.0000) －3.5557 (0.000) －2.0221 (0.432) (8) 10th-90th －0.117*** (－4.561) －0.007 (－0.577) －0.027 (－1.517) －0.124** (－2.172) －0.038 (－0.864) 0.048 (0.594) 0.237*** (5.061) －0.021* (－1.904) 0.000 (0.068) －0.016*** (－7.151) Sys-GMM Sys-GMM Sys-GMM

4.045*** (42.354) 271

4.046*** (40.783) 271

4.045*** (42.354) 271

4.181*** (28.933) 243

注：(1).*、**、***分別表示 10%、5%和 1%的顯著性水平；(2). AR(1)和 AR(2)檢驗(yàn)量報(bào)告的為 z 值，下方 的括號(hào)內(nèi)是 p 值。Sargan 檢驗(yàn)量報(bào)告的是卡方值，括號(hào)內(nèi)為 p 值。其他括號(hào)內(nèi)為 t 值；(3).第(1)列和第(3) 列的工具變量為 Tradei，t-1，第(2)列和第(4)列的工具變量為 FDIi，t-1；(4).第(5)列的內(nèi)生解釋變量為 Trade 和 FDI，第(6)列的內(nèi)生解釋變量為 Trade，第(7)列的內(nèi)生解釋變量為 FDI。

五、簡(jiǎn)單結(jié)論及政策啟示
本文從工資剛性這一全新的視角詮釋中國勞動(dòng)收入份額下降之成因。我們通過對(duì) 中國 1995—2007 年間省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究， 發(fā)現(xiàn)一些看似矛盾且不相關(guān)聯(lián)的現(xiàn) 49

趙秋運(yùn)、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額

象是由于中國參與貿(mào)易全球化的過程中勞動(dòng)力市場(chǎng)具有工資剛性的緣故。實(shí)證研究發(fā) 現(xiàn)， 在控制可能存在的內(nèi)生性問題之后， 國際貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)收入份額有顯著地抑制作用， 工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額有進(jìn)一步惡化作用， 其工資剛性越高， 勞動(dòng)收入份額就越低。 即便在考慮不同工具變量和剔除異常樣本點(diǎn)的影響后， 上述研究仍是顯著和穩(wěn)健的。 本文研究結(jié)論具有一定的現(xiàn)實(shí)意義， 因此本文的政策含義也是明顯的。 首先， 本文雖然研究發(fā)現(xiàn)在國際貿(mào)易的背景下， 工資剛性對(duì)勞動(dòng)收入份額有進(jìn)一步 惡化的效應(yīng)， 但這并不意味著要抑制我們參與貿(mào)易全球化的進(jìn)程。我們不能忽略國際 貿(mào)易過程中工資剛性的存在， 在收入分配對(duì)勞動(dòng)要素不利的大背景下， 決策層應(yīng)該出臺(tái) 一些減少工資剛性的政策。 針對(duì)轉(zhuǎn)型期， 中國勞動(dòng)動(dòng)力市場(chǎng)面臨著工資剛性的事實(shí)， 政 府應(yīng)努力地在減少對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)干預(yù)， 減少對(duì)工資管制等方面施加影響， 以致力于塑造 良好的勞動(dòng)力市場(chǎng)軟環(huán)境。這將為提升勞動(dòng)收入份額形成持久和有力的支持。 其次， 在優(yōu)化勞動(dòng)力市場(chǎng)環(huán)境條件下， 適度發(fā)展勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)并鼓勵(lì)出口才是提 高我國勞動(dòng)收入份額之道。這樣的國際貿(mào)易將有利于勞動(dòng)收入份額的提升。林毅夫 (2007)認(rèn)為， 按照比較優(yōu)勢(shì)發(fā)展勞動(dòng)力相對(duì)密集型產(chǎn)業(yè)， 以及資本密集型產(chǎn)業(yè)中勞動(dòng)力 相對(duì)密集區(qū)段的生產(chǎn)活動(dòng)， 這樣可以創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)， 分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。 參考文獻(xiàn)
［1］ 白重恩，錢震杰. 國民收入的要素分配：統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)背后的故事[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2009(3). ［2］ 白重恩，錢震杰. 勞動(dòng)收入份額決定因素：來自中國省際面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2010(12). ［3］ 陳百助，晏維龍. 國際貿(mào)易：理論、政策與應(yīng)用[M]. 高等教育出版社，2006. ［4］ 陳冬華，范從來，沈永建，周亞虹. 職工薪酬、工資剛性與企業(yè)績(jī)效—基于國有非上市公司 的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2010(7). ［5］ 陳詩一. 中國工業(yè)分行業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)估算：1980—2008[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2011(3). ［6］ 方軍雄 . 勞動(dòng)收入比重，真的一致下降嗎？—來自中國上市公司的發(fā)現(xiàn) [J]. 管理世界， 2011(7). ［7］ 龔 剛，楊 光. 論工資性收入占國民收入比例的演變[J]. 管理世界，2010(5). ［8］ 黃 乾，魏下海. 中國勞動(dòng)收入比重下降的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010(4). ［9］ 黃先海，徐 圣. 中國勞動(dòng)收入比重下降成因分析——基于勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步的視角[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2009(7). ［10］ 金 碚，呂 鐵，鄧 洲. 中國工業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)：進(jìn)展、問題與趨勢(shì)[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2011(2). ［11］ 李稻葵，劉霖林，王紅領(lǐng). GDP 中勞動(dòng)份額演變的 U 型規(guī)律[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2009(1). ［12］ 李 鋼，廖建輝，向奕霓. 中國產(chǎn)業(yè)升級(jí)的方向與路徑[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(10). ［13］ 羅長(zhǎng)遠(yuǎn)，張 軍. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的勞動(dòng)收入占比：基于中國產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 中國社會(huì) 科學(xué)，2009a(4). ［14］ 羅長(zhǎng)遠(yuǎn)，張 軍. 勞動(dòng)收入份額下降的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋—基于中國省際面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 管理 世界，2009b(5). ［15］ 羅長(zhǎng)遠(yuǎn). 卡爾多“特征事實(shí)”再思考：對(duì)勞動(dòng)收入占比的分析[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2008(11).

50

南 開 經(jīng) 濟(jì) 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

［16］ 唐東波，王潔華. 貿(mào)易擴(kuò)張、危機(jī)與勞動(dòng)收入份額——基于中國工業(yè)行業(yè)的實(shí)證研究[J]. 金 融研究，2011(9). ［17］ 唐東波. 全球化與勞動(dòng)收入占比：基于勞資議價(jià)能力的分析[J]. 管理世界，2011(8). ［18］ 王丹楓. 產(chǎn)業(yè)升級(jí)、資本深化下的異質(zhì)性要素分配[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(8). ［19］ 王舒鴻 . 垂直專業(yè)化對(duì)我國制造業(yè)勞動(dòng)收入份額變化的影響研究 [J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯， 2012(3). ［20］ 王永進(jìn)，盛 丹. 要素積累、偏向型技術(shù)進(jìn)步與勞動(dòng)收入占比[J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯，2010(4). ［21］ 魏下海，董志強(qiáng)，趙秋運(yùn). 人口年齡結(jié)構(gòu)變化與勞動(dòng)收入份額：理論與經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 南開經(jīng) 濟(jì)研究，2012(2). ［22］ 肖 文，周明海. 貿(mào)易模式轉(zhuǎn)變和勞動(dòng)收入份額下降[J]. 浙江大學(xué)學(xué)報(bào)，2010(9). ［23］ 亞蒂什 N. 巴格瓦蒂，阿溫德·潘納加里亞，T. N. 施瑞尼瓦桑著，王根蓓譯. 高級(jí)國際貿(mào)易 學(xué)[M]. 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2004. ［24］ 余官勝. 貿(mào)易增長(zhǎng)、勞動(dòng)力市場(chǎng)剛性與產(chǎn)業(yè)間勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移—基于面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)模型的實(shí) 證研究 [J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2012(1). ［25］ 張 杰，陳志遠(yuǎn)，周曉艷. 出口對(duì)勞動(dòng)收入份額抑制效應(yīng)研究——基于微觀視角的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012(07). ［26］ 張 莉，李捷瑜，徐現(xiàn)祥. 國際貿(mào)易、偏向型技術(shù)進(jìn)步與要素收入分配[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)， 2012(2). ［27］ 張 軍， 吳桂英， 張吉鵬. 中國省際物質(zhì)資本存量估算： 1952—2004[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2004(10). ［28］ 趙俊康. 我國勞資分配比例分析[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2006(12). ［29］ 中國社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)部課題組. 我國進(jìn)入工業(yè)化中期后半階段：1995—2005 年中國工業(yè)化 水平評(píng)價(jià)與分析[J]. 中國社會(huì)科學(xué)院院報(bào)，2007，(9). ［30］ 周明海，肖 文，姚先國. 中國勞動(dòng)收入份額的下降：度量與解釋的研究進(jìn)展[J]. 世界經(jīng)濟(jì) 文匯，2010(6). ［31］ Arellano Manuel and Olympia Bover. Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error～Component Models[J]. Journal of Econometrics，1995，68：29—51. ［32］ Basu，K. &Genicot，G. &Stiglitz，J. Unemployment and Wage Rigidity when Labor Supply is a Household Decision [R]. UC Irvine Economics Working Paper，2000. ［33］ Bentolina，S. and Saint-Paul. G. Explaining Movements in the Labor Share[J]. Contributions to Macroeconomics，2003，3(1)：1—32. ［34］ Blanchard O. J. ， L. H. Summers. Hysteresis and European Unemployment Problem[M]. Massachusetts Institute of Technology，Department of Economics，1986. ［35］ Blanchard O. J.，L. H. Summers. Hysteresis in Unemployment Problem[J]. European Economic Review，1987，31(1—2)：288—95. ［36］ Blundell Richard and Stephen Bond， Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models[J]. Journal of Econometrics，1998，87：115—43. ［37］ Bond Stephen，Anke Hoeffler and Jonathan Temple. GMM Estimation of Empirical Growth Models[R]. CEPR discussion paper，2001，NO3048. ［38］ Buchele and Christiansen. Globalization and the Declining Share of Labor Income in the United States[J]. The 28th International Working Party on Labor Market Segmentation，2007，5. ［39］ Cobb， C. W.， and Douglas， P. . H. A Theory of Production[J]. American Economic Review， 1928，

51

趙秋運(yùn)、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額 18(1)：139—65. ［40］ Davis， D. . Does European Unemployment Prop Up American Wages? National Labor Markets and Global Trade. American Economic Review，1998(88)，478—94. ［41］ Decreuse，Bruno and Maarek，Paul. Can the HOS Model Explain Changes in the Labor Share?A Tale and Wage Rigidies[R]. Working Paper 2011. ［42］ Diwan，， I. Debt as Sweat： Labor， Financial Crises， and the Globalization of Capital[R]. World Bank Working Paper，2001，(7). ［43］ Forteza，Alvaro and Rama，Martin. Labor Market"Rigidity"and the Success of Economic Reforms Across More than One Hundred Countries [R]. The World Bank Working，2001，2521. ［44］ Harris，J. M. Todaro. Migration，Unemployment and Development [J]. American Economic Review，1970，60：126—42. ［45］ Harrision，A. E. Has Globalization Eroded Labor’s Share? Some Cross-Country Evidence[R]. UC-Berkeley and NBER Working Paper，2002. ［46］ Kaldor， N. Capital Accumulation and Economic Growth， The Theory of Capital[M]， Eds， by Lutz F. A and D. C，Hugue. Pubished by New York，St Martin Press，1961. ［47］ Shapiro， C.， J. E. Stiglitz. Equilibrium Unemployment as a Worker Discipline Device[J]. American Economic Review，1984，74(3)：433—44. ［48］ Yueh L. Y. Wage Reforms in China during the 1990s [J]. Asian Economic Journal，2004，18(2)： 149—64.

International Trade， Wage Rigidities and Labor Income Share in China
Zhao Qiuyun Wei Xiahai Zhang Jianwu
(School of Economics and Management，South China Normal University， Guangzhou 510006，China) Abstract：This paper tries to give a new perspective to understand the decline of the current

labor income share. We study the relationship between international trade，wage rigidities and labor income share under a unified theory framework. A theoretical model is developed to show that，international trade increase the elasticity of substitution between capital and labor at the world level，and wage rigidities can affect the reallocation between sectors， which further deteriorates the impact. Empirical investigation with a panel data set of 29 provinces from 1997 to 2007 confirms the above theoretical expectations that international trade has a significant negative impact on the labor income share and wage rigidities further worsens this effect，even potential important factors are controlled. Keywords：International Trade；Labor Share Income；Wage Rigidities
JEL Classification：E25 E21 J10

52



  本文關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動(dòng)收入份額，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。