張龍 房帥

內(nèi)容提要：基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和關(guān)稅數(shù)據(jù)，通過“倍差法”實證分析了中間品貿(mào)易自由化對我國制造業(yè)企業(yè)勞動收入份額的影響。研究發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)企業(yè)的勞動收入份額;異質(zhì)性分析表明中間品貿(mào)易自由化對勞動收入份額的影響主要是由非加工貿(mào)易企業(yè)驅(qū)動，并不影響加工貿(mào)易企業(yè)的勞動收入份額，且對勞動密集型企業(yè)的影響大于非勞動密集型企業(yè)，中間品貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)的技能勞動收入份額和議價勞動收入份額。

關(guān)鍵詞：中間品貿(mào)易自由化;勞動收入份額; 不完全競爭;境內(nèi)貿(mào)易成本

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2022）01-0113-10

作者簡介：張龍（1988-），男，河南信陽人，南開大學經(jīng)濟學院博士研究生，研究方向：國際經(jīng)濟理論與政策; 房帥（1990-），男，山東濰坊人，南開大學經(jīng)濟學院博士研究生，研究方向：對外直接投資與供應(yīng)鏈本地化。

基金項目：國家自然科學基金面上項目“深度貿(mào)易開放與國內(nèi)價值鏈重塑”，項目編號：71973072;南開大學文科發(fā)展基金重點項目“擴大進口與國內(nèi)循環(huán)：‘雙循環(huán)’視角的研究”，項目編號：ZB21BZ0104。

一、引言

勞動收入份額歷來是社會各界關(guān)注的焦點問題。首先，勞動收入份額是國民收入是否公平、平等的重要衡量或決定因素。勞動收入份額越高，一國的初次分配也就越公平和平等。初次分配的公平性是保證最終分配公平原則的關(guān)鍵：雖然初次分配注重效率原則，但初次分配形成的收入格局往往決定著最終的收入格局。事實上，勞動收入份額不斷下降，也是中國收入差距不斷擴大的一個重要原因。收入分配不均，貧富差距懸殊往往會使一個國家出現(xiàn)一系列社會問題，不利于構(gòu)建社會主義和諧社會，也不利于實現(xiàn)共同富裕的奮斗目標。其次，勞動收入份額的高低也能體現(xiàn)我國宏觀經(jīng)濟的運行模式。顯然，資本所得的邊際消費傾向遠低于勞動所得，從需求側(cè)看，若勞動收入份額過低，居民消費在GDP中的占比就不可能很高，從而經(jīng)濟增長也就只能依賴投資或出口進行拉動。勞動報酬占比的不斷下降在一定程度上能夠解釋中國為什么內(nèi)需不足，以及由此造成的產(chǎn)能過剩和出口依賴特征。

中國的勞動收入份額自1996年開始就不斷下降，學者們嘗試從多個方面進行解釋。李稻葵（2007）等[1]指出，中國勞動收入份額的變化主要源于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)改變、企業(yè)利潤提高以及稅收在GDP中的比重上升。白重恩和錢震杰（2009）[2]認為，中國勞動收入份額不斷下降是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的結(jié)果，這是因為中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的方向和路徑是從勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向資本和技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)。中國的技術(shù)進步偏向資本，企業(yè)傾向于用資本替代勞動，由此造成中國勞動收入份額不斷下降[3]。邵敏和黃玖立（2010）[4]的研究則表明，外資進入通過降低勞動者報酬從而降低了勞動收入份額，這種負向作用主要是由于外資企業(yè)支付的工資較高，高素質(zhì)人才可能向外資企業(yè)流動，從而拉低了內(nèi)資企業(yè)的勞動者報酬。雖然勞動收入份額從總體上呈不斷下降的趨勢，但亦有研究者考察了提升勞動收入份額的渠道。唐東波（2011）[5]認為，全球貿(mào)易的擴張有助于勞動收入份額的提升。企業(yè)的空間集聚有利于企業(yè)擴張規(guī)模，由于空間集聚而形成的勞動力“蓄水池”有利于勞動者找到適合自身的工作，從而提高勞動者報酬，增加企業(yè)的空間集聚是延緩中國勞動收入份額下降的有效方式[6]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級增加了對高素質(zhì)勞動力人才的需求，進而提高勞動收入份額[7]。

中國“入世”與勞動收入份額下降所處的時期重合，二者之間是否存在某種關(guān)聯(lián)？余淼杰和梁中華（2014）[8]基于中國工業(yè)企業(yè)和中國海關(guān)企業(yè)合并數(shù)據(jù)考察了貿(mào)易自由化與制造業(yè)企業(yè)勞動收入份額之間的因果關(guān)系。他們的研究表明，貿(mào)易自由化降低了中國企業(yè)的勞動收入份額。但是，該研究忽視了大量非進口的工業(yè)企業(yè)樣本①。以進口關(guān)稅減讓為核心內(nèi)容的貿(mào)易自由化對進口和非進口企業(yè)都有可能產(chǎn)生影響②，忽略非進口企業(yè)降低了其結(jié)論的適用范圍。海關(guān)數(shù)據(jù)中的許多企業(yè)既從事加工貿(mào)易又從事一般貿(mào)易，直接通過“入世”前是否從事加工貿(mào)易的方式來區(qū)分實驗組和對照組顯然存在一定的偏差。此外，中間品貿(mào)易自由化帶來的生產(chǎn)端成本降低會使得越來越多的低效率非貿(mào)易企業(yè)達到零利潤條件進而進入市場[10]。因此企業(yè)數(shù)量的大幅增加會使得勞動力需求上升，該文的結(jié)論可能存在一定的局限性。

中間品貿(mào)易是中國參與全球化的主要方面[11]，本文立足于實證分析中間品貿(mào)易自由化對中國企業(yè)勞動收入份額的影響，樣本囊括貿(mào)易企業(yè)和非貿(mào)易企業(yè)?！氨恫罘ā钡墓烙嫿Y(jié)果顯示，中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)企業(yè)勞動收入份額。本文的研究是對貿(mào)易開放和收入分配研究的補充和修正。

二、理論分析與研究假設(shè)

本文假設(shè)產(chǎn)品市場和要素市場均為不完全競爭市場，通過對勞動收入份額進行分解來說明中間品貿(mào)易自由化如何影響企業(yè)勞動收入份額?，F(xiàn)實生活中產(chǎn)品的差異化隨處可見，顯然假設(shè)產(chǎn)品市場不完全競爭較為合理。此外，中國勞動力市場的討價還價現(xiàn)象較為普遍，這也意味著中國勞動力市場不完全競爭的假設(shè)亦較為貼合現(xiàn)實[12]?；谝陨霞僭O(shè)，我們首先將生產(chǎn)函數(shù)的形式設(shè)定如下：

其中，K代表機器設(shè)備等資本，L代表勞動，M代表中間投入。假設(shè)資本的價格為r，勞動者的工資報酬為w，中間投入品的價格為PM，產(chǎn)品價格為P，產(chǎn)量為Q。此外，本文假設(shè)資本和中間品市場完全競爭，且企業(yè)規(guī)模報酬不變[13]。由于勞動者具備議價能力，需構(gòu)建討價還價模型來研究企業(yè)短期利潤最大化問題。與Ahsan and Mitra（2014）[14]不同的是，考慮到中國并沒有像發(fā)達國家那種較為規(guī)范的工會組織，而在中國工資議價更多是勞動者的個人行為，因此我們將勞動者直接放入到本文的討價還價模型之中。具體的模型設(shè)定如下所示：

其中，α代表勞動者的議價能力，其值介于0到1之間。α越大，勞動者議價能力越強。在上述短期利潤最大化模型中，勞動者可以同企業(yè)進行協(xié)商，共同決定雇員數(shù)量L和勞動報酬w，且w不應(yīng)低于勞動者的保留工資wa。因此，一旦加入企業(yè)，勞動者的預(yù)期收入為L（w-wa）。綜上所述，為使目標函數(shù)最大化，需構(gòu)造關(guān)于w的一階條件：

此外，還需構(gòu)造關(guān)于L的一階條件：

聯(lián)立（3）式和（4）式，我們可以得到：

MR*MPL代表工人的技能工資，即勞動者的保留工資為按其自身技能支付的技能工資[15]。剩余部分即代表議價工資[16]。依據(jù)企業(yè)規(guī)模報酬不變以及對資本和中間品要素市場完全競爭的假設(shè)，我們可以得到如下企業(yè)勞動收入份額（勞動報酬占總產(chǎn)出的比重，其中勞動報酬等于工資加應(yīng)付福利費用）的表達式：

其中，SLμ是由勞動者技能工資形成的技能勞動收入份額。μ代表加成率，α（1-1μ） 為議價工資所形成的勞動收入份額，簡稱議價勞動收入份額。接下來，我們將討論中間品貿(mào)易自由化如何影響技能勞動收入份額和議價勞動收入份額進而影響企業(yè)勞動收入份額。

（一）中間品貿(mào)易自由化與技能勞動收入份額

中間品貿(mào)易自由化使得企業(yè)能夠使用更多樣的中間品，這也就使得企業(yè)內(nèi)部勞動力與其他要素的投入結(jié)構(gòu)更為優(yōu)化，因此企業(yè)勞動產(chǎn)出彈性εL會增加。此外，中間品貿(mào)易自由化使得企業(yè)在生產(chǎn)端成本降低，這也就意味著越來越多的企業(yè)能夠滿足零利潤條件進而進入市場，市場競爭加劇，迫使企業(yè)對產(chǎn)品定價降低。產(chǎn)品價格與生產(chǎn)成本的同時下降可能會使得加成率μ并不發(fā)生明顯變化③。綜上所述，中間品貿(mào)易自由化提升了企業(yè)勞動收入份額。

（二）中間品貿(mào)易自由化與議價勞動收入份額

正如前文所言，中間品貿(mào)易自由化會使得越來越多的企業(yè)進入市場，這也就使得市場對勞動力的需求增加，勞動者的議價能力會增強。此外，由于中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)加成率的影響可能并不明顯，因此中間品貿(mào)易自由化增加了企業(yè)的議價勞動收入份額。

根據(jù)上述分析，我們提出如下兩個假設(shè)：

假設(shè)1：中間品貿(mào)易自由化提高了企業(yè)勞動收入份額。

假設(shè)2：中間品貿(mào)易自由化主要通過提高技能勞動收入份額和議價勞動收入份額進而使得企業(yè)勞動收入份額提高。

三、數(shù)據(jù)、指標與描述

（一）數(shù)據(jù)說明

本文部分數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。按照現(xiàn)有文獻常用的做法，本文將考察的時間段確定為1998-2007年。該數(shù)據(jù)庫存在著變量值缺失、異常等問題，本文對該數(shù)據(jù)庫進行清洗，并將行業(yè)分類以中國國民經(jīng)濟行業(yè)分類（GB/T2002）為準進行統(tǒng)一[18]。后文分析需要城市層面的信息，但樣本期間中國的行政區(qū)劃進行了多次調(diào)整。本文以2007年行政區(qū)劃為準對城市代碼進行統(tǒng)一，共獲取了337個地級市的四分位代碼。中國進口關(guān)稅稅率數(shù)據(jù)來自世界銀行WITS數(shù)據(jù)庫。

（二）中間品貿(mào)易自由化的衡量與描述

各個行業(yè)受貿(mào)易自由化影響的程度存在差異。2001年的平均關(guān)稅水平表示行業(yè)受貿(mào)易自由化影響的程度大小，并對行業(yè)進行連續(xù)分組[19]。這是因為，“入世”前平均進口關(guān)稅較高從而保護程度較高的行業(yè)，“入世”后進口關(guān)稅的削減幅度也相對較高，即受到貿(mào)易自由化的影響相對較大。有了最終品關(guān)稅，本文根據(jù)投入產(chǎn)出關(guān)系計算各個行業(yè)的中間品關(guān)稅[9]。具體地，本文先將國民經(jīng)濟行業(yè)代碼（GB/T2002）與投入產(chǎn)出表（2002年版）進行匹配，然后由投入產(chǎn)出表計算得出各個行業(yè)的中間投入系數(shù)，然后根據(jù)下式計算行業(yè)的加權(quán)中間品進口關(guān)稅：

如上式所示，αj代表i行業(yè)所使用的來自j行業(yè)的中間投入占總中間投入的比重，outputtariffj代表j行業(yè)的最終品關(guān)稅（按行業(yè)對產(chǎn)品關(guān)稅進行簡單算術(shù)平均得來）。（7）式表明i行業(yè)中間投入品關(guān)稅是投入品行業(yè)的最終品關(guān)稅的加權(quán)平均。與現(xiàn)有文獻計算中間品關(guān)稅不同的是，本文在核算中間品關(guān)稅時進行了兩種扣除。第一，將家用消費品從最終產(chǎn)品中扣除。根據(jù)產(chǎn)品大類的BEC分類表，某些產(chǎn)品直接進入到家庭用于消費，而不會進入到制造業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)之中（如家用汽車、某些食物等）。本文在核算中間品關(guān)稅時扣除了僅用于家庭消費的最終消費產(chǎn)品。第二，將來自本行業(yè)的中間投入從總中間投入中剔除。中間品關(guān)稅是根據(jù)最終品關(guān)稅加權(quán)而來。然而，中國的投入產(chǎn)出表行業(yè)分類較粗，這就使得任意行業(yè)的總中間投入中，來自本行業(yè)的中間投入占比均較高④。最終品關(guān)稅削減和中間品關(guān)稅削減對企業(yè)績效影響可能有所不同，如不剔除來自本行業(yè)的中間投入，則兩種影響無法區(qū)別開來，本文將主要使用剔除了家庭消費以及本行業(yè)中間投入的中間品關(guān)稅。

圖1以散點圖的形式報告了2001年各行業(yè)最終品關(guān)稅與中間品關(guān)稅間的關(guān)系。其中圖1（a）中的中間品關(guān)稅包括了本行業(yè)的中間投入，圖1（b）中的中間品關(guān)稅則剔除了本行業(yè)中間投入。顯然，圖1（a）中的散點分布較圖1（b）更接近一條直線。這也就說明，扣除自身投入以后計算中間品關(guān)稅會使得中間品關(guān)稅和最終品關(guān)稅的相關(guān)性程度降低。扣除自身投入的中間品關(guān)稅不僅能夠有效地將兩種影響區(qū)別開來，而且也能提高系數(shù)估計的精度。扣除自身投入以后進行加權(quán)平均計算的中間品關(guān)稅從1998年的10.37%降低到2007年的5.91%，能夠較好地反映出中國“入世”前后中間品關(guān)稅的遞減變化。

2001年的中間品關(guān)稅稅率是否能夠刻畫行業(yè)的中間品貿(mào)易自由化程度？在測算中間品關(guān)稅的基礎(chǔ)上，本文計算得出2001-2007年四分位制造業(yè)行業(yè)中間品關(guān)稅削減，并將之與2001年行業(yè)中間品關(guān)稅稅率進行比較。如圖2所示，“入世”前中間品關(guān)稅越高的行業(yè)，“入世”后關(guān)稅削減的幅度也就越大。這也是本文將2001年中間品關(guān)稅與“入世”沖擊虛擬變量交乘進入倍差法模型的一個依據(jù)，即“入世”前面臨高中間品關(guān)稅的行業(yè)在是實驗組;“入世”前面臨較低中間品關(guān)稅的行業(yè)，可以作為對照組。本文依據(jù)2001年中間品關(guān)稅的高低進行連續(xù)分組，有效地避免了通過貿(mào)易方式分組帶來的識別問題。

四、經(jīng)驗分析

（一）估計模型

本文的估計模型設(shè)定如下：

其中，f代表企業(yè)，i代表行業(yè)，t代表年份，lsfit代表的是f企業(yè)的勞動收入份額，本文取對數(shù)進入模型。inputtariffi2001代表i行業(yè)2001年的中間品關(guān)稅，Post02t是一個虛擬變量，在本文的樣本區(qū)間中，此虛擬變量在1998-2001年取值為0，在2002-2007年取值為1。λi代表行業(yè)固定效應(yīng)，λt代表年份固定效應(yīng)，εfit為隨機擾動項。

為得到中間品貿(mào)易自由化對行業(yè)勞動收入份額的“凈”影響，本文加入了一些隨時間變化的控制變量X′fit，具體包括：（1）企業(yè)資本密集度。用企業(yè)資本與勞動之比進行衡量，本文取對數(shù)進入模型（lnklr）。（2）企業(yè)國有資本占比（statecapital）。（3）產(chǎn)業(yè)聚集度（EG）。本文采用Ellision等（1997）[20]的方法進行核算。（4）最終品關(guān)稅（outputtariff），用以控制最終品關(guān)稅削減帶來的“競爭效應(yīng)”對企業(yè)勞動收入份額的影響。（5）衡量行業(yè)特征的三個變量?？紤]到行業(yè)特征對勞動收入份額的影響，本文將行業(yè)內(nèi)國有企業(yè)產(chǎn)出占比（soeshare）、行業(yè)平均工資（indwage）以及行業(yè)出口密集度（export）加入模型之中 ⑤[26]。

（二）基準回歸及穩(wěn)健性檢驗

1.基準回歸

如表1所示，第1列的估計模型中僅加入2001年中間品關(guān)稅與Post02t的交乘項，并控制了行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)交乘項系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗，表明中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)企業(yè)勞動收入份額。本文在第2列加入了一些隨時間變化且可能影響勞動收入份額的企業(yè)層面的控制變量，即前文所說的企業(yè)資本密集度（lnklr）和國有資本占比（statecapital），加入后我們發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化對于勞動收入份額依然有顯著的正向影響。第3列加入了產(chǎn)業(yè)聚集度（EG），交乘項結(jié)果依然顯著為正。第4列則加入了最終品關(guān)稅（outputtariff）來衡量可能存在的“競爭效應(yīng)”，結(jié)果依然發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)勞動收入份額。最后一列我們加入了代表行業(yè)特征的變量，核心解釋變量的系數(shù)進一步減小，但中間品貿(mào)易自由化依然顯著提高了制造業(yè)企業(yè)的勞動收入份額，假設(shè)1得以驗證。

2.變換中間品關(guān)稅計算口徑進行回歸

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也將不剔除家庭消費進行加權(quán)以及包括自身投入計算的中間品關(guān)稅代入模型中進行回歸，如表2所示，三列的回歸結(jié)果均說明中間品貿(mào)易自由化提高了企業(yè)勞動收入份額，且均通過1%的顯著性檢驗，這也說明更改中間品關(guān)稅的計算口徑不會影響到基準回歸的結(jié)論。

3.平行趨勢假設(shè)檢驗

為保證實驗組和對照組可比，“倍差法”在使用時的一個關(guān)鍵前提條件是實驗組和對照組在政策發(fā)生之前有著共同的趨勢，本文采用如下模型進行驗證：

βk度量的是每一年的政策效果。本文采用如下的系數(shù)置信區(qū)間圖來表示本文對于平行趨勢的驗證。如圖3所示，本文發(fā)現(xiàn)在“入世”前0都落到90%的系數(shù)置信區(qū)間。這說明在中國加入WTO以前，實驗組和對照組的被解釋變量有著較為相同的增長率，也就是所謂的實驗組與對照組在中國“入世”之前滿足平行趨勢假設(shè)，即本文的實驗組和對照組有著較好的可比性。

4.其他穩(wěn)健性檢驗

（1）預(yù)期效應(yīng)。企業(yè)可能會在2002年關(guān)稅大幅削減之前調(diào)整自己的生產(chǎn)行為，進而導(dǎo)致本文的估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。本文在回歸模型中加入了2001年年份虛擬變量與2001年關(guān)稅交乘項（t01y2001），如表3第1列所示，回歸結(jié)果顯示該交乘項系數(shù)并不顯著，這表明中國加入WTO并未被企業(yè)所預(yù)期到，即排除了預(yù)期效應(yīng)。

（2）排除其他政策效應(yīng)?？紤]到21世紀初中國正在進行國企改制且放松了對于外資進入的管制，考慮到這些政策可能會影響本文的回歸結(jié)果，本文加入了行業(yè)內(nèi)國有企業(yè)數(shù)量占比（soe）及取對數(shù)的外資企業(yè)數(shù)量（lnforeign），回歸結(jié)果如表3第2列所示，中間品貿(mào)易自由化依然顯著提高了制造業(yè)行業(yè)的勞動收入份額，從而表明本文估計結(jié)果受其他政策影響的可能性較小。

（3）“安慰劑”檢驗。本文截取了“入世”前（1998-2001）年的數(shù)據(jù)樣本，來考察中國加入WTO之前中間品關(guān)稅對企業(yè)勞動收入份額的影響[21]。在這個時期，關(guān)稅變化幅度并不大，正如我們預(yù)期那樣，如表3第3列所示，在“入世”前，中間品關(guān)稅對企業(yè)勞動收入份額并沒有顯著影響。

（4）排除非關(guān)稅壁壘效應(yīng)。貿(mào)易自由化不僅包括關(guān)稅的降低，還包括非關(guān)稅壁壘的減少。中國為了加入WTO，承諾降低非關(guān)稅壁壘，且非關(guān)稅壁壘降低的時間區(qū)間在2001-2005年，與入世后關(guān)稅削減的階段重合。如果不排除非關(guān)稅壁壘的影響，那么控制組和實驗組可能會受到多重影響，使得控制組和對照組無法進行比較，且不能分離出關(guān)稅降低所帶來的影響。本文刪除了樣本中的紡織業(yè)再進行回歸，如表3第4列所示，回歸結(jié)果顯示中間品關(guān)稅與Post02t的交乘項系數(shù)依然顯著，也再次證明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性[8]。

（5）改變勞動收入份額計算口徑。有一些文獻采用勞動報酬占產(chǎn)出增加值的比重來衡量勞動收入份額[4]?？紤]到計算口徑的不同可能會對本文回歸結(jié)果造成的影響，我們在表3第5列采用上述方式衡量勞動收入份額，并代入模型進行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化依然顯著提高了企業(yè)勞動收入份額。

（三）異質(zhì)性分析

基準回歸顯示中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)企業(yè)勞動收入份額，但這一影響可能在不同企業(yè)之間存在一定的差異。因此，考慮到關(guān)稅削減對企業(yè)影響的異質(zhì)性，我們首先將企業(yè)區(qū)分為加工貿(mào)易企業(yè)和非加工貿(mào)易企業(yè)，如表4第1列和第2列所示，中間品貿(mào)易自由化對加工貿(mào)易企業(yè)勞動收入份額的影響并不顯著，但顯著提高了非加工貿(mào)易企業(yè)的勞動收入份額。這是因為加工貿(mào)易企業(yè)往往無需在進口環(huán)節(jié)承擔關(guān)稅，因此行業(yè)層面關(guān)稅的削減對其影響較小，因此中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動收入份額的影響主要是由非加工貿(mào)易企業(yè)驅(qū)動的?？紤]到中間品貿(mào)易自由化會影響到企業(yè)要素投入結(jié)構(gòu)，本文在表4第3列和第4列將企業(yè)分為勞動密集型企業(yè)和非勞動密集型企業(yè)，我們發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著提高了這兩類企業(yè)的勞動收入份額，但對勞動密集型企業(yè)的影響明顯更大。可能的原因是當這類企業(yè)增加中間品投入時，需更多地投入勞動才能使得投入要素結(jié)構(gòu)合理，因此勞動密集型企業(yè)勞動收入份額提高更多。

五、機制分析

為進一步厘清中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動收入份額的影響機制，本文參照Ackerberg等（2015）[22]的做法（ACF），第一步先構(gòu)造一個如下所示的超對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)：

其中，εM為中間品產(chǎn)出彈性，由（10）式的yt對mt求導(dǎo)得來，而θM為中間投入占產(chǎn)出的比重。根據(jù)計算得到的勞動產(chǎn)出彈性εL和加成率 μ，我們便可得到技能勞動收入份額，而議價勞動收入份額則可通過企業(yè)勞動收入份額減去技能勞動收入份額得到，最后，通過簡單的運算，我們還可以得到勞動者的議價能力α。為更清晰地了解中間品貿(mào)易自由化影響企業(yè)勞動收入份額的機制，我們將技能勞動收入份額、議價勞動收入份額、加成率、勞動產(chǎn)出彈性和議價能力分別代入基準模型進行回歸，具體的回歸結(jié)果如表5所示。表5第1列和第2列的回歸結(jié)果表明，中間品貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)技能勞動收入份額和議價勞動收入份額，這也驗證了本文的第二個假說。中間品貿(mào)易自由化降低了企業(yè)的生產(chǎn)成本，因此會有更多的企業(yè)能達到零利潤條件進而進入市場，市場競爭會加劇，這意味著中間品貿(mào)易自由化不僅降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，而且對企業(yè)索取的產(chǎn)品價格亦有一定抑制作用，因此我們發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化對加成率的影響并不顯著。中間品貿(mào)易自由化使得企業(yè)能夠優(yōu)化投入要素結(jié)構(gòu)，因此勞動產(chǎn)出彈性得以提高，技能勞動收入份額上升。最后，企業(yè)進入增加了市場中企業(yè)的數(shù)量，這意味著中間品貿(mào)易自由化會使得勞動需求上升，因此勞動者議價能力會隨之提高，進而議價勞動收入份額也提高。

六、進一步分析

（一）中間品貿(mào)易自由化與私營企業(yè)占比

本文在進行理論分析時，強調(diào)了中間品貿(mào)易自由化的“成本節(jié)約效應(yīng)”，即中間品貿(mào)易自由化有助于企業(yè)達到零利潤條件進而進入市場，這也就意味著行業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)會發(fā)生變化。國有企業(yè)在貿(mào)易自由化以后退守到產(chǎn)品鏈上游的“命脈”行業(yè)如資源性行業(yè)，受中間品貿(mào)易自由化的影響較弱。外資企業(yè)嵌入全球價值鏈較深，是加工貿(mào)易的主體，中間品貿(mào)易自由化會使得外資企業(yè)擁有更多樣的中間品尤其是國內(nèi)中間品的選擇，考慮到其關(guān)稅負擔往往較輕，因此中間品貿(mào)易自由化對外資企業(yè)進入的影響可能并不明顯。而對于運作機制最接近市場經(jīng)濟運作機制的私營企業(yè)而言，“入世”前要取得某種特殊功能的機床和加工器具并不容易，更不用說一些高質(zhì)量的零部件和元器件了，往往需要支付較高的市場價格。中間品貿(mào)易自由化使得作為生產(chǎn)要素的中間品價格下降，降低了私營企業(yè)的生產(chǎn)成本，從而誘使大量私營企業(yè)進入市場，提高了私營企業(yè)行業(yè)占比。為印證這一說法，本文分別將三種不同所有制企業(yè)的數(shù)量占比作為被解釋變量，構(gòu)造如下模型來反應(yīng)中間品貿(mào)易自由化對行業(yè)所有制結(jié)構(gòu)的影響：

shareit=α1inputtariffi2001*Post02t+α2EGit+α3outputtariffit+α4soeshareit+α5indwageit+α6exportit+λi+λt+ξit（17）

share表示私營企業(yè)占比。該指標不僅能較好地反映中間品貿(mào)易自由化對行業(yè)所有制結(jié)構(gòu)的改變，而且在企業(yè)數(shù)量激增的情況下，也能說明對私營企業(yè)進入市場的影響。具體的回歸結(jié)果如表6所示。當我們按照注冊類型確定私營企業(yè)時，我們發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化對私營企業(yè)占比影響并不顯著。而按照更為準確的注冊類型與實收占比來計算私營企業(yè)占比時，如表6第4列所示，中間品貿(mào)易自由化提高了私營企業(yè)的行業(yè)占比，因此行業(yè)的市場競爭屬性越來越明顯，也在一定程度上印證了本文的理論分析。

（二）境內(nèi)貿(mào)易成本與私營企業(yè)進入：三重差分估計

中間品貿(mào)易自由化使得越來越多的私營企業(yè)進入市場，進而提高了私營企業(yè)占比，這主要是源于中間品貿(mào)易自由化的“成本節(jié)約效應(yīng)”，而內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)往往面臨著較高的境內(nèi)貿(mào)易成本，因此該效應(yīng)可能會被削弱。只有將距離引致的境內(nèi)貿(mào)易成本考慮在內(nèi)，才能更好地評估中間品貿(mào)易自由化的政策效果?？紤]到境內(nèi)貿(mào)易成本對國內(nèi)距離的變化極為敏感，本文首先測算了行業(yè)所在地級市到最近港口的距離，并以這個距離為基礎(chǔ)劃分沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)[24]。為了能更好地比較沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)受貿(mào)易自由化影響的異質(zhì)性，本文設(shè)置了區(qū)域虛擬變量（reg）：如果行業(yè)所在地級市被劃分為沿海地區(qū)，則reg=1，如果是內(nèi)陸地區(qū)則為0。通過三重差分估計模型進行回歸，可以幫助本文判斷中間品貿(mào)易自由化在不同距離下影響力的異質(zhì)性。模型設(shè)定如下：

其中，shareict代表不同城市不同行業(yè)隨時間變化的私營企業(yè)占比，λic、λit和λct分別代表行業(yè)-城市固定效應(yīng)、行業(yè)-年份固定效應(yīng)和城市-年份固定效應(yīng)?？梢圆蹲降街虚g品貿(mào)易自由化對內(nèi)陸和沿海地區(qū)影響的異質(zhì)性。為了能較為清晰地說明境內(nèi)貿(mào)易成本變化帶來的影響，本文分別采取100-500km為標準來劃分沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)，即小于等于這個標準就是沿海地區(qū)，而大于這個標準就是內(nèi)陸地區(qū)。如表7第1列和第2列所示，當本文以100km或200km為標準區(qū)分沿海和內(nèi)陸地區(qū)時，本文發(fā)現(xiàn)trippleD前的系數(shù)并不顯著，即這兩個距離標準所引致的貿(mào)易成本對于中間品貿(mào)易自由化的政策效果并未帶來顯著的影響，中間品貿(mào)易自由化對沿海和內(nèi)陸地區(qū)私營企業(yè)占比的提升作用沒有顯著差異。但如果本文以300km、400km為標準劃分沿海和內(nèi)陸地區(qū)時，本文發(fā)現(xiàn)trippleD前的系數(shù)均通過了10%的顯著性水平檢驗，這表明，相比于內(nèi)陸地區(qū)，中間品貿(mào)易自由化使得沿海地區(qū)制造業(yè)行業(yè)私營企業(yè)占比的提升更多，即隨著距離的進一步增加，境內(nèi)貿(mào)易成本也在增加，從而使得中間品貿(mào)易自由化的影響被削弱。

七、結(jié)論與建議

本文的研究表明，中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)企業(yè)勞動收入份額。這是對貿(mào)易開放與收入分配這一經(jīng)典話題的有力補充和修正，具有重要的政策含義。首先，我們認為應(yīng)繼續(xù)深化中間品貿(mào)易自由化，進一步改善我國收入分配格局。與英美發(fā)達國家相比，中國的進口關(guān)稅仍然比較高，仍有進一步降低的空間。其次，“入世”后，我國勞動力成本不斷上升，傳統(tǒng)的低成本勞動力比較優(yōu)勢正在逐步喪失。因此，本文認為，我國要加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，擺脫對低素質(zhì)勞動者的依賴，以創(chuàng)新和技術(shù)為基礎(chǔ)建立新的比較優(yōu)勢，與此同時，要加強對勞動者的培訓，逐步提高勞動者自身素質(zhì)，這有助于進一步優(yōu)化要素投入結(jié)構(gòu)。 最后，鑒于私營企業(yè)在我國市場經(jīng)濟中扮演著重要角色，因此本文認為應(yīng)盡可能降低境內(nèi)貿(mào)易成本，充分發(fā)揮中間品貿(mào)易自由化的政策效果。盡管境內(nèi)貿(mào)易成本并非全部不合理，但降低乃至取消一些不合理的高收費和亂收費是一項切實可行的舉措。

注釋：

① 不僅如此，兩套數(shù)據(jù)合并的過程中，也有許多貿(mào)易企業(yè)樣本損失。

② 貿(mào)易自由化以后，本國的上游供應(yīng)商迫于競爭壓力也會降低投入品價格，下游非進口企業(yè)因此可以以低價獲得國內(nèi)的中間品[9]。

③ 毛其淋和許家云（2017）[17]指出中間品貿(mào)易自由化提升了企業(yè)加成率，但該結(jié)論是基于貿(mào)易企業(yè)而言，且依據(jù)加工貿(mào)易和一般貿(mào)易識別對照組和實驗組。此種分組方式的局限性前文已經(jīng)做過很多說明。

④ 根據(jù)筆者計算，有接近一半的行業(yè)自身投入占總中間投入的比例接近10%，有四分之一行業(yè)自身投入占比超過20%，棉、化纖紡織及印染精加工業(yè)的自身投入占比甚至超過了38%。

⑤ 考慮到篇幅，本文并未匯報各變量的描述性統(tǒng)計，備索。

參考文獻：

[1] 李稻葵，劉霖林，王紅領(lǐng). GDP中勞動份額演變的U型規(guī)律[J]. 經(jīng)濟研究，2009（1）： 70-82.

[2] 白重恩，錢震杰.誰在擠占居民的收入——中國國民收入分配格局分析[J]. 中國社會科學，2009（5）：99-115.

[3] 陳宇峰，貴斌威，陳啟清. 技術(shù)偏向與中國勞動收入份額的再考察[J].經(jīng)濟研究，2013（6）：113-126.

[4] 邵敏，黃玖立. 外資與我國勞動收入份額——基于工業(yè)行業(yè)的經(jīng)驗研究[J]. 經(jīng)濟學（季刊），2010（4）：1189-1210.

[5] 唐東波. 全球化與勞動收入占比：基于勞資議價能力的分析[J]. 管理世界，2011（8）： 23-33.

[6] 張曉磊，謝建國，張二震. 企業(yè)的空間集聚與勞動收入份額——來自中國微觀工業(yè)企業(yè)的實證[J]. 南開經(jīng)濟研究，2018（3）： 159-173.

[7] 周茂，陸毅，李雨濃. 地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級與勞動收入份額：基于合成工具變量的估計[J]. 經(jīng)濟研究，2018（11）： 134-149.

[8] 余淼杰，梁中華. 貿(mào)易自由化與中國勞動收入份額——基于制造業(yè)貿(mào)易企業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 管理世界，2014（7）： 22-31.

[9] Amiti， M， Konings，J. Trade Liberalization， Intermediate Inputs， and Productivity： Evidence from Indonesia[J]. American Economic Review， 2007，97（5）： 1611-1638.

[10]Melitz， M. The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity [J]. Econometrica， 2003，71（6）：1695-1725

[11]毛其淋，許家云. 中間品貿(mào)易自由化與制造業(yè)就業(yè)變動——來自中國加入WTO的微觀證據(jù)[J]. 經(jīng)濟研究，2016（1）： 69-83.

[12]盛丹. 外資進入是否提高了勞動者的討價還價能力[J]. 世界經(jīng)濟， 2013（10）：54-78.

[13]Crépon， B， Desplatz， R， Maisses， J. Price-Cost Margins and Rent Sharing： Evidence from a Panel of French Manufacturing Firms[J]. National Bureau of Economic Research， 2010：583-610.

[14]Ahsan， R N，Mitra， D. Trade liberalization and labor′s slice of the pie： Evidence from Indian firms[J]. Journal of Development Economics， 2014， 108（C）：1-16.

[15]劉燦雷， 王永進. 出口擴張與企業(yè)間工資差距：影響與機制[J]. 世界經(jīng)濟， 2019（12）：99-120.

[16]謝申祥， 陸毅， 蔡熙乾. 開放經(jīng)濟體系中勞動者的工資議價能力[J]. 中國社會科學， 2019（5）：40-59.

[17]毛其淋，許家云. 中間品貿(mào)易自由化提高了企業(yè)加成率嗎？——來自中國的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟學：季刊， 2017（2）：49-88.

[18]Brandt， L， Biesebroeck， J V， Zhang Y F. Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing[J]. Journal of Development Economics， 97（2）：339-351.

[19]Lu Y， Yu L H. 2015. Trade liberalization and markup dispersion： Evidence from China′s WTO accession[J]. American Economic Journal： Applied Economics， 2015，7（4）： 221-253.

[20]Ellision， Glenn， Glaeser， Edward. Geographic Concentration in U.S. Manufacturing Industries： A Dartboard Approach[J]. Journal of Political Economy， 1997，105（5）：889-927.

[21]Topalova， P. Factor Immobility and Regional Impacts of Trade Liberalization： Evidence on Poverty from India. American Economic Journal： Applied Economics， 2010，2（4）：1-41.

[22]Ackerberg， D A， Caves， K， Frazer， G. Identification Properties of Recent Production Function Estimators[J]. Econometrica， 2015， 83（6）：2411-2451.

[23]Warzyski， Loecker， F. Markups and Firm-Level Export Status[J]. American Economic Review，2012，106（2）：2437-2471.

[24]黃玖立， 徐旻鴻. 境內(nèi)運輸成本與中國的地區(qū)出口模式[J]. 世界經(jīng)濟， 2012（1）：58-77.

（責任編輯：趙春江）