宮汝凱

（東華大學 旭日工商管理學院，上海 200051）

一、引言

隨著我國經(jīng)濟進入新的發(fā)展階段，社會主要矛盾轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，具體表現(xiàn)在勞動收入增長放緩和收入分配差距持續(xù)擴大等方面，收入分配問題受到社會各界的廣泛關(guān)注。2021 年中央政府發(fā)布“十四五”規(guī)劃明確提出，“堅持居民收入增長和經(jīng)濟增長基本同步、勞動報酬提高和勞動生產(chǎn)率提高基本同步，持續(xù)提高低收入群體收入，擴大中等收入群體，更加積極有為地促進共同富?！?。從理論上看，以要素收入為主體的初次分配是降低收入分配差距的基礎(chǔ)；優(yōu)化要素收入分配結(jié)構(gòu)是實現(xiàn)共同富裕的經(jīng)濟根基。勞動收入份額衡量了勞動報酬在國民收入中所占的比重，是經(jīng)濟發(fā)展成果中由勞動者分享的部分。從城市層面數(shù)據(jù)來看，勞動收入份額呈現(xiàn)先下降后上升的“U”形變化特征。在2001?2007 年間，勞動收入份額持續(xù)下降，從48.87%下降到43.69%；資本收入份額從51.13%上升到56.31%；勞動與資本收入份額之比（下稱勞動相對收入份額）從0.96 下降到0.77。①數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，具體測算過程在第三部分給出。這一現(xiàn)象得到了許多學者的關(guān)注（羅長遠和張軍，2009；白重恩和錢震杰，2010；陳宇峰等，2014；周茂等，2018）。在2008?2014 年間，勞動收入份額出現(xiàn)穩(wěn)步上升，從43.69%上升到46.53%；資本收入份額從56.31%下降到53.47%；勞動相對收入份額相應(yīng)地從0.77 上升到0.87。①數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，具體測算過程在第三部分給出。目前已有學者對勞動收入份額上升這一新現(xiàn)象予以關(guān)注，并從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和企業(yè)規(guī)模分化等視角進行解釋（王林輝和袁禮，2018；藍嘉俊等，2019；陸雪琴和田磊，2020）。

隨著經(jīng)濟體制改革的深入推進，我國產(chǎn)品市場化已達到較高水平，逐步實現(xiàn)市場機制在資源配置中發(fā)揮決定性作用，而勞動、資本和土地等要素市場的發(fā)展尚待完善，受到中央政府的高度關(guān)注。2020 年，國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》（下稱《意見》）明確提出，完善要素市場化配置是建設(shè)統(tǒng)一開放、競爭有序市場體系的內(nèi)在要求；要破除阻礙要素自由流動的體制機制障礙，擴大要素市場化配置范圍，實現(xiàn)要素價格市場決定、流動自主有序、配置高效公平?，F(xiàn)有研究主要關(guān)注勞動、資本和土地等傳統(tǒng)要素市場發(fā)展，考察其對勞動收入份額變化的影響（魏下海等，2013；常進雄等，2019；施新政等，2019），而較少關(guān)注技術(shù)市場發(fā)展及其對要素收入分配的影響。

隨著我國經(jīng)濟增長模式逐漸從要素驅(qū)動向效率和創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變，技術(shù)市場在經(jīng)濟發(fā)展中起著越來越重要的作用，其不斷發(fā)展不僅促進了區(qū)域創(chuàng)新和經(jīng)濟增長，還可能對要素收入分配產(chǎn)生影響。本文采用2001?2014 年我國省份和城市的混合數(shù)據(jù)，在探討技術(shù)市場發(fā)展、勞動收入份額以及兩者之間關(guān)系的經(jīng)驗事實基礎(chǔ)上，實證研究技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的影響及其機制。結(jié)果表明，技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，且這一效應(yīng)在2008 年之前和中西部地區(qū)尤為明顯；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)進步偏向性和要素價格扭曲是主要的影響機制；技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向效應(yīng)隨著知識產(chǎn)權(quán)保護程度的提高而增加，而隨著產(chǎn)品市場化和對外開放水平的提高而減少。本文的研究為探討技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間關(guān)系提供了全面和細致的經(jīng)驗證據(jù)，為解釋勞動收入份額變化提供了新的視角。

與現(xiàn)有文獻相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在如下兩個方面：第一，基于“省份?城市”層面的混合數(shù)據(jù)考察了技術(shù)市場發(fā)展的收入分配效應(yīng)，為科學評價技術(shù)等新型要素市場的發(fā)展提供了新的視角，同時拓展了研究我國勞動收入份額變化的文獻；第二，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)進步偏向性和要素價格扭曲三個方面揭示了技術(shù)市場發(fā)展影響勞動收入份額的內(nèi)在邏輯，并基于知識產(chǎn)權(quán)保護、產(chǎn)品市場化和對外開放等視角探討地區(qū)制度環(huán)境對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

二、文獻綜述與理論分析

（一）文獻綜述

1.勞動收入份額變化及其解釋。在經(jīng)濟發(fā)展過程中，各種要素收入份額在長期保持穩(wěn)定，是著名的“卡爾多”特征事實之一（Kaldor，1961），并被現(xiàn)代經(jīng)濟學的相關(guān)研究廣泛采用。然而，在20 世紀80 年代之后，許多國家的勞動收入份額出現(xiàn)明顯下降，這吸引了學界的關(guān)注，涌現(xiàn)出大量研究文獻（Blanchard 等，1997；Karabarbounis 和 Neiman，2014；Koh 等，2020；Kehrig 和Vincent，2021）。同樣，20 世紀90 年代以來，我國的勞動收入份額也出現(xiàn)了一系列變化，這引起了國內(nèi)學者的關(guān)注，并開展了較為豐富的研究，主要體現(xiàn)在如下兩個方面：

一是，針對2008 年之前勞動收入份額下降的解釋，主要涉及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整視角（羅長遠和張軍，2009；白重恩和錢震杰，2010；周茂等，2018）、技術(shù)進步偏向性視角（黃先海和徐圣，2009；陳宇峰等，2014；王林輝和袁禮，2018）、不完全競爭市場扭曲視角（白重恩和錢震杰，2010；鄧明，2018）以及技術(shù)進步和制度環(huán)境視角（邵敏和黃玖立，2010；張莉等，2012；文雁兵和陸雪琴，2018；張明昂等，2021）等四個方面。二是，關(guān)于2008 年之后勞動收入份額上升以及“U”形變化的解釋，這也是本文關(guān)注的話題。劉亞琳等（2018）基于理論模型推導(dǎo)出第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的倒“U”形變化會導(dǎo)致勞動收入份額呈現(xiàn)“U”形變化，并從結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和金融危機兩個方面解釋我國勞動收入份額的“U”形變化趨勢；常進雄等（2019）基于勞動力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移視角對勞動收入份額先下降后上升的變化提供了解釋；藍嘉俊等（2019）采用我國省級面板數(shù)據(jù)從就業(yè)所有制結(jié)構(gòu)角度來解釋勞動收入份額先下降后上升的變化；陸雪琴和田磊（2020）通過多源宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)統(tǒng)計得到我國勞動收入份額呈現(xiàn)先下降后上升的“U”形態(tài)勢，并從企業(yè)規(guī)模分化的微觀角度提供了解釋；江軒宇和賈婧（2021）基于2003?2019 年上市公司數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，債券融資通過降低整體債務(wù)成本和發(fā)揮溢出效應(yīng)降低了銀行貸款利率，從而提高了勞動收入份額。

綜上可知，諸多學者圍繞勞動收入份額變化進行了系統(tǒng)研究，主要針對勞動收入份額下降現(xiàn)象提供了很好的解釋，且得到了許多有價值的結(jié)論。雖有少數(shù)文獻關(guān)注到2008 年以來勞動收入份額出現(xiàn)上升的新現(xiàn)象并提出解釋，但尚未關(guān)注到要素市場發(fā)展的潛在影響。本文將基于技術(shù)市場發(fā)展視角嘗試為這一現(xiàn)象提供新的解釋。

2.技術(shù)市場發(fā)展及其經(jīng)濟效應(yīng)。近年來，技術(shù)市場在市場化和規(guī)模等方面實現(xiàn)了跨越式發(fā)展，且在經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著越來越重要的作用，吸引了許多學者的關(guān)注。胡凱等（2012）研究表明，技術(shù)市場發(fā)展顯著提高了地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新；葉祥松和劉敬（2018）研究指出，技術(shù)市場的良好發(fā)展會改變政府支持對科技創(chuàng)新效率的不利影響；周俊亭等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)市場發(fā)展規(guī)模顯著促進了區(qū)域科技創(chuàng)新水平，且這種效應(yīng)隨著政府扶持力度的增強而增強。與本文最為接近的是，吳鵬等（2018）研究了技術(shù)創(chuàng)新的收入分配效應(yīng)后發(fā)現(xiàn)，技術(shù)原創(chuàng)因促使技術(shù)進步偏向于勞動而提高了勞動收入份額，技術(shù)引進的收入分配效應(yīng)不顯著，技術(shù)引進再創(chuàng)新因促使技術(shù)進步偏向于資本而引起收入分配效應(yīng)失效；郭凱明（2019）基于多部門動態(tài)一般均衡模型研究指出，人工智能服務(wù)或人工智能擴展型技術(shù)提高均會促使生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)部門間流動而促進結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，引發(fā)勞動收入份額變動。

綜上所述，現(xiàn)有文獻開始關(guān)注技術(shù)市場發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的影響，但較少涉及其對要素收入分配的影響。技術(shù)市場在經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著越發(fā)重要的作用，隨著資本、勞動和技術(shù)等要素市場之間的聯(lián)動性不斷增強，其發(fā)展勢必會促進要素流動和提高配置效率，進而影響資本與勞動等主要生產(chǎn)要素的收入分配格局。在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文將在理論和實證兩個方面探討技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的影響及作用機制。

（二）理論分析

根據(jù)以上對相關(guān)文獻的梳理，我們認為，技術(shù)市場發(fā)展影響要素收入分配的理論邏輯主要體現(xiàn)在如下三個方面：

第一，技術(shù)市場發(fā)展促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，進而提升勞動收入份額。技術(shù)是推動經(jīng)濟增長必不可少的要素資源；技術(shù)市場是科技資源流動與成果轉(zhuǎn)化的重要平臺。技術(shù)市場發(fā)展將不斷強化市場機制在技術(shù)資源配置中發(fā)揮主導(dǎo)作用，加快技術(shù)轉(zhuǎn)移速度和成果轉(zhuǎn)化，更為有效地推動當?shù)貏?chuàng)新資源優(yōu)化配置，增強區(qū)域創(chuàng)新能力?？紤]到技術(shù)與勞動、資本等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的潛在替代或互補關(guān)系，技術(shù)市場發(fā)展勢必會促進勞動和資本等要素的流動和重新配置（郭凱明，2019），進而促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于合理化和高級化，具體體現(xiàn)為從制造業(yè)向服務(wù)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。在技術(shù)不斷提升的過程中，服務(wù)業(yè)比制造業(yè)能夠吸納更多的就業(yè)，實現(xiàn)要素資源更為有效的配置，從而提高勞動者收入，提升勞動收入份額。

第二，技術(shù)市場發(fā)展強化技術(shù)進步對某一要素的偏向，導(dǎo)致勞動收入份額變化。技術(shù)市場發(fā)展提升了技術(shù)與勞動、資本等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的匹配效率，將提高資本和勞動的邊際產(chǎn)出。由于各地區(qū)的要素豐裕度和相對價格存在差異，技術(shù)進步對不同要素邊際產(chǎn)出的影響可能不同，即存在技術(shù)進步偏向性，進而促使要素收入份額出現(xiàn)變化（Acemoglu，2002）。具體而言，倘若技術(shù)進步對勞動邊際產(chǎn)出的影響比對資本邊際產(chǎn)出的影響更大，即技術(shù)市場發(fā)展強化技術(shù)進步的勞動偏向和弱化其資本偏向，則會提高勞動報酬和勞動收入份額；反之，則會提高資本收入份額。結(jié)合以上技術(shù)市場發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級促進效應(yīng)的分析，以及各地區(qū)勞動相對資本豐裕和存在閑置的現(xiàn)實，技術(shù)市場發(fā)展會促使更多的勞動融入產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程，提高勞動配置效率，進而提升勞動的邊際產(chǎn)出；而資本要素相對稀缺，并大多已進入生產(chǎn)過程。因此，技術(shù)市場發(fā)展可能對資本配置效率和邊際產(chǎn)出的促進作用相對較小?；诖?，我們推斷，技術(shù)市場發(fā)展會通過強化技術(shù)進步的勞動偏向而提高勞動報酬，從而促使勞動收入份額提升。

第三，技術(shù)市場發(fā)展降低要素價格扭曲，影響勞動收入份額變動。技術(shù)、勞動和資本是經(jīng)濟增長必需的生產(chǎn)要素，三者有機組合方能構(gòu)成生產(chǎn)函數(shù)。技術(shù)市場發(fā)展不斷推動技術(shù)要素自身的市場化改革，實現(xiàn)技術(shù)與勞動和資本等傳統(tǒng)要素的有效匹配。為了進一步提高與技術(shù)要素的匹配效率，勞動和資本要素市場也會提高自身的市場化水平。因此，技術(shù)市場發(fā)展將可能進一步推動資本和勞動等要素的市場化進程，完善這些要素市場化的定價機制，降低要素的價格扭曲程度，進而影響要素報酬和收入分配格局。具體來看，如果技術(shù)市場發(fā)展會降低勞動的價格扭曲，提高勞動相對資本的報酬，那么勞動收入份額將提高；反之，則勞動收入份額會降低。由于我國各地區(qū)要素稟賦的總體情況是勞動相對豐裕，而資本相對稀缺，因此要素市場不完善主要體現(xiàn)為勞動價格低于邊際產(chǎn)出的負向扭曲和資本價格高于邊際產(chǎn)出的正向扭曲。在這種情形下，技術(shù)市場發(fā)展降低要素價格扭曲的效應(yīng)表現(xiàn)為要素報酬趨近于邊際產(chǎn)出，即勞動價格升高和資本價格下降，進而提高勞動相對資本的收入份額。

綜合以上三個方面的分析，我們提出如下研究假說：

研究假說1：在技術(shù)市場發(fā)展水平較高的地區(qū)，當?shù)貏趧邮杖敕蓊~將越發(fā)上升。

研究假說2：技術(shù)市場發(fā)展促進了地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，強化了技術(shù)進步的勞動偏向，降低了勞動要素的價格扭曲，進而提升了當?shù)氐膭趧邮杖敕蓊~。

三、變量測算和經(jīng)驗事實

（一）變量測算

1.勞動收入份額。本文主要關(guān)注地級城市層面的勞動收入份額。由于不能直接通過現(xiàn)有數(shù)據(jù)庫得到這一數(shù)據(jù)，我們參考劉亞琳等（2018）和藍嘉俊等（2019）基于省級數(shù)據(jù)的測算方法，采用勞動者報酬占收入法GDP的比重計算得到城市勞動收入份額（Lshare），其中，以城市工資總額作為勞動者報酬的近似度量。需要說明的是，考慮到2004 年統(tǒng)計口徑的調(diào)整，借鑒白重恩等（2009）和陳宇峰等（2013）的思路，將2004 年及之后的工資總額統(tǒng)一提高6.3%。進一步由1 ?Lshare得到城市資本收入份額（Kshare）。為了刻畫勞動和資本兩種要素收入份額的相對變動情況，采用勞動與資本收入份額之比Lshare/Kshare來構(gòu)建勞動相對收入份額（LKshare）。鑒于部分城市和年份的數(shù)據(jù)出現(xiàn)缺失，最終得到2001?2014 年265 個城市的勞動（相對）收入份額數(shù)據(jù)，占全國334 個地級市（地區(qū)、自治州、盟）的79.34%。城市工資總額、城市GDP以及其他相關(guān)數(shù)據(jù)均來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

2.技術(shù)市場發(fā)展。技術(shù)商品轉(zhuǎn)移和轉(zhuǎn)化交易總額是度量技術(shù)市場發(fā)展的重要指標?？紤]到各地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模差異的潛在影響，參考葉祥松和劉敬（2018）的做法，采用各省技術(shù)市場交易總額與GDP之比衡量技術(shù)市場發(fā)展水平（Tmkt_index1）?？紤]到技術(shù)市場發(fā)展的實質(zhì)在于促進技術(shù)要素資源的跨區(qū)域轉(zhuǎn)移和流動，采用技術(shù)（吸納）流向地合同金額與流向地區(qū)GDP之比作為替代變量（Tmkt_index2）進行穩(wěn)健性檢驗?；跀?shù)據(jù)的可得性，得到30 個省份（沒有包括西藏）的兩類技術(shù)市場發(fā)展指標。技術(shù)市場交易額及相關(guān)數(shù)據(jù)均來自歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》，GDP數(shù)據(jù)來自各省的統(tǒng)計年鑒。

3.機制變量?；诂F(xiàn)有文獻和以上理論分析，在下文作用機制的實證檢驗中主要采用三個方面的變量：

一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。服務(wù)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的重要特征，采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（Indus_change1）。同時，采用第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比（Indus_change2）作為替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。相應(yīng)的數(shù)據(jù)均來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

二是技術(shù)進步偏向性，即技術(shù)進步對不同要素邊際產(chǎn)出的影響差異。參考Acemoglu（2002）的研究，將技術(shù)進步偏向性指數(shù)定義為，

其中，DTCt表示t期的技術(shù)進步偏向性指數(shù)。該指數(shù)大于0，表示技術(shù)進步偏向資本，數(shù)值越大表示偏向性越強；該指數(shù)小于0，表示技術(shù)進步偏向勞動，數(shù)值越小表示偏向性越強。MPkt和MPlt分別表示t期資本和勞動的邊際產(chǎn)出；At和Bt分 別為t期勞動和資本的生產(chǎn)率，表示勞動增強型技術(shù)和資本增強型技術(shù)；σ為資本?勞動要素替代彈性。本文采用Klump 等（2007）提出的“標準化供給面系統(tǒng)法”估計得到265 個城市的技術(shù)進步偏向性指數(shù)。①限于篇幅，文中沒有展示具體的估計過程；如有興趣，可參見《財經(jīng)研究》網(wǎng)站工作論文版本。

三是要素價格扭曲，表示要素價格偏離邊際產(chǎn)出的程度。參考羅知等（2018）的研究，采用要素邊際產(chǎn)出與要素價格之比來度量：當要素價格低于邊際產(chǎn)出（數(shù)值大于1）時，稱之為負向扭曲，數(shù)值越大表示扭曲度越大；反之，數(shù)值小于1，稱之為正向扭曲，數(shù)值越小表示扭曲度越大。借鑒盛仕斌和徐海（1999）的做法，本文計算得到要素的邊際產(chǎn)出，進而得到兩種要素價格扭曲分別為Prkt=MPkt/rt和Prlt=MPlt/wt。4.調(diào)節(jié)變量。在考察地區(qū)制度環(huán)境對技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用時，采用如下三個方面的變量：一是知識產(chǎn)權(quán)保護（IP_pro）。參考樊綱等（2011）關(guān)于“知識產(chǎn)權(quán)保護”的構(gòu)建思路，采用各省專利申請受理量與科技人員之比和專利申請批準數(shù)與科技人員之比的算術(shù)平均值來表示。相應(yīng)的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。二是產(chǎn)品市場化指數(shù)（Gmkt）。采用樊綱等（2011）和王小魯?shù)龋?017）編制的市場化指數(shù)中的分項指數(shù)“產(chǎn)品市場的發(fā)育程度”來度量。三是對外開放水平。選擇貿(mào)易開放度（Trade_open）和外資開放度（Fdi_open）兩個指標，分別采用各地區(qū)按經(jīng)營單位所在地貨物進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值以及各地區(qū)實際利用外資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量。相應(yīng)的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。②限于篇幅，文中沒有列出選擇的控制變量；如有興趣，可參見《財經(jīng)研究》網(wǎng)站工作論文版本。

（二）經(jīng)驗事實

基于以上測算得到的變量，我們以統(tǒng)計描述的方式展示技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間關(guān)系以及作用機制的四組事實，將這些事實作為實證分析的基礎(chǔ)。③限于篇幅，文中沒有展示與經(jīng)驗事實對應(yīng)的圖；如有興趣，可參見《財經(jīng)研究》網(wǎng)站工作論文版本。

1.技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間的關(guān)系。將以上勞動收入份額和技術(shù)市場發(fā)展指標測算結(jié)果合并統(tǒng)計得到事實1：技術(shù)市場發(fā)展水平與勞動收入份額以及勞動相對收入份額均呈現(xiàn)明顯的同向變化趨勢。在2001?2007 年間，勞動收入份額從48.87%下降到43.69%，勞動相對收入份額從0.96 下降到0.77。同時，技術(shù)市場交易總額與所在地區(qū)GDP之比從36.39%下降到28.77%?？梢?，勞動（相對）收入份額和技術(shù)市場發(fā)展指標出現(xiàn)同步下降趨勢。在2008 年之后，兩者均出現(xiàn)一定程度的波動，但整體上呈現(xiàn)同步上升趨勢。具體來看，在2008?2014 年間，勞動收入份額出現(xiàn)穩(wěn)步上升，從43.69%上升到46.53%，勞動相對收入份額相應(yīng)地從0.77 上升到0.87，技術(shù)市場交易總額與所在地GDP之比也從28.77%上升到41.95%。

2.技術(shù)市場發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的關(guān)系。根據(jù)以上測算的技術(shù)市場發(fā)展指標和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化變量統(tǒng)計得到事實2：技術(shù)市場發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化呈現(xiàn)明顯的同步變化趨勢。在2001?2007 年間，技術(shù)市場交易總額與GDP之比出現(xiàn)持續(xù)下降，同時，城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比從0.84 逐步下降到0.73；而在2008 年之后，兩者均出現(xiàn)一定程度的波動，但整體上出現(xiàn)同步上升趨勢。具體而言，技術(shù)市場交易總額與GDP之比出現(xiàn)上升，同時，城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比從0.73 上升到0.78。

3.技術(shù)進步發(fā)展與技術(shù)進步偏向性之間的關(guān)系。根據(jù)以上技術(shù)市場發(fā)展和技術(shù)進步偏向性的測算指標統(tǒng)計得到事實3：技術(shù)市場發(fā)展與技術(shù)進步偏向性指數(shù)在2007 年之前具有同步變化趨勢，而之后呈現(xiàn)明顯的反向變化趨勢。在2001?2007 年間，技術(shù)市場交易總額與所在地區(qū)GDP之比出現(xiàn)持續(xù)下降態(tài)勢；技術(shù)進步偏向性指數(shù)從2001 年的0.04 上升到2003 年的0.07，后持續(xù)降低到2008 年的?0.17，兩者大致呈現(xiàn)同向變化趨勢。在2008 年之后，兩者均出現(xiàn)一定程度的波動，但整體上呈現(xiàn)明顯相反的變化趨勢：技術(shù)市場交易總額與GDP之比穩(wěn)步上升，而技術(shù)進步偏向性指數(shù)則由2009 年的0.02 下降到2014 年的?0.03。

4.技術(shù)進步發(fā)展與要素價格扭曲之間的關(guān)系。根據(jù)以上技術(shù)市場發(fā)展和要素價格扭曲測算指標統(tǒng)計得到事實4：技術(shù)市場發(fā)展與勞動價格扭曲具有反向變化趨勢，而與資本價格扭曲呈現(xiàn)明顯的同向變動趨勢。在平均意義上，勞動價格扭曲指數(shù)大于1，即出現(xiàn)勞動價格低于其邊際產(chǎn)出的負向扭曲；而資本價格扭曲指數(shù)小于1，即出現(xiàn)資本價格高于其邊際產(chǎn)出的正向扭曲。再結(jié)合事實1，在2001?2007 年間，技術(shù)市場交易總額與所在地區(qū)GDP之比出現(xiàn)持續(xù)下降，而勞動價格的負向扭曲呈現(xiàn)逐步上升趨勢，從2.14 增加到2.67；而資本價格正向扭曲則呈現(xiàn)出持續(xù)下降趨勢，從0.43 下降到0.37。在2008?2014 年間，技術(shù)市場交易總額與GDP之比出現(xiàn)持續(xù)上升，而勞動價格負向扭曲先從2007 年的2.67 下降到2010 年的2.28，后上升到2014 年的2.50；同時，資本價格正向扭曲從2007 年的0.37 上升到2014 年的0.43。這表明，隨著技術(shù)市場不斷發(fā)展，勞動價格的負向扭曲和資本價格的正向扭曲均出現(xiàn)一定程度的減弱。

四、技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額：經(jīng)驗證據(jù)

（一）計量模型

為了考察技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的影響，本文構(gòu)建如下基準計量模型：

其中，i表示城市，j表示省份，t表示年份。被解釋變量L(K)shareijt為勞動（相對）收入份額，由第三部分測算得到；Tmktjt-1為技術(shù)市場發(fā)展指標，是核心解釋變量，采用滯后一期，以適當緩解潛在的內(nèi)生性問題?？紤]到缺失重要變量會帶來估計偏誤，加入省份特征（Xjt?1）和城市特征（Zijt?1）兩組控制變量。此外，可能存在一些無法控制的影響因素，包括：不隨時間變化的城市固定效應(yīng)μi（包含省份固定效應(yīng) μj）、不隨地區(qū)變化的年度固定效應(yīng) μt以及其他特定異質(zhì)效應(yīng)的隨機誤差項 εijt。

（二）基準估計結(jié)果

表1 報告了技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間關(guān)系的基準估計結(jié)果?？紤]到短期內(nèi)勞動收入份額變動幅度較小，可能受到一些不隨時間變化的城市（省份）特征變量的影響，且這些因素又可能與地區(qū)技術(shù)市場發(fā)展密切相關(guān)，本文采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進行逐步回歸。首先，考察Tmkt_index1 作為技術(shù)市場發(fā)展度量指標的估計結(jié)果。在列（1）中，控制省份特征變量以及城市和年度固定效應(yīng)后，技術(shù)市場發(fā)展指標的系數(shù)為0.008，且通過了1%水平的顯著性檢驗。繼續(xù)加入城市特征變量，如列（2）所示，Tmkt_index1 的系數(shù)為0.009，仍在1%水平上顯著。這初步表明，技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，為研究假說1 提供了證據(jù)支持。進一步將被解釋變量替換為勞動相對收入份額（LKshare），列（3）的估計結(jié)果顯示，Tmkt_index1 的系數(shù)為0.038，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明技術(shù)市場發(fā)展水平的提高對勞動相對資本的收入份額具有顯著的正向效應(yīng)。從數(shù)量關(guān)系上看，技術(shù)市場發(fā)展指標每提升1 個百分點，勞動收入份額將上升0.009 個百分點，勞動相對資本的收入份額將提高0.038，這進一步為研究假說1 提供了證據(jù)支持。

表1 技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額：基準結(jié)果

為了檢驗以上估計結(jié)果的穩(wěn)健性，進一步采用Tmkt_index2 度量的技術(shù)市場發(fā)展指標對模型（2）進行重新回歸?？刂剖》萏卣髯兞恳约俺鞘泻湍甓裙潭ㄐ?yīng)的結(jié)果如列（4）所示，Tmkt_index2 的系數(shù)為0.008，且在1%水平上顯著。在列（5）中，加入城市特征變量的估計結(jié)果顯示，Tmkt_index2 的系數(shù)為0.012，且通過了1%水平的顯著性檢驗。進一步將被解釋變量替換為勞動相對收入份額LKshare，估計結(jié)果如列（6）所示，Tmkt_index2 的系數(shù)為0.056，且在1%水平上顯著，又一次表明技術(shù)市場發(fā)展對勞動（相對）收入份額具有顯著的正向影響。綜上所述，技術(shù)市場發(fā)展對勞動（相對）收入份額具有顯著的正向影響，并且這一效應(yīng)具有較強的穩(wěn)健性，進一步為研究假說1 提供了證據(jù)支持。從數(shù)量關(guān)系上看，技術(shù)市場發(fā)展指標每升高1 個百分點，勞動收入份額將提高0.009?0.012 個百分點，勞動相對資本的收入份額將提高0.038?0.056。此外，在所有的回歸方程中，控制變量的系數(shù)均較為穩(wěn)健，且大多符合預(yù)期。

（三）考慮內(nèi)生性問題的再檢驗

邏輯上講，以上技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間的正相關(guān)關(guān)系可能面臨著內(nèi)生性問題。一是勞動收入份額會反向影響技術(shù)市場發(fā)展。勞動收入份額會影響當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，后者與技術(shù)市場發(fā)展密切相關(guān)，故勞動收入份額可能影響技術(shù)市場發(fā)展。二是遺漏變量造成的估計偏誤。比如，地方政府發(fā)展政策差異等無法觀測的變量可能同時影響技術(shù)市場發(fā)展和勞動收入份額。盡管我們已經(jīng)在計量模型（2）中控制了一系列潛在影響的省份和城市特征變量，在一定程度上控制了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差異性特征，但在理論上仍然可能存在無法控制的遺漏變量。只要其中一種情形發(fā)生，估計結(jié)果將出現(xiàn)不一致。

針對上述可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，我們嘗試尋找技術(shù)市場發(fā)展指標的工具變量（IV），以緩解其可能造成的估計偏誤。參考現(xiàn)有文獻對工具變量的選取思路（劉貫春等，2017），本文采用相鄰省份技術(shù)市場發(fā)展指標的平均值（滯后一期）作為工具變量（IV）。由于相鄰省份通常在要素稟賦、歷史文化等經(jīng)濟社會因素上較為相似，某一省份的技術(shù)市場發(fā)展可能與相鄰省份的存在相關(guān)關(guān)系，滿足相關(guān)性假設(shè)；而且，某一省份的勞動收入份額不會受到相鄰省份滯后一期技術(shù)市場發(fā)展的影響，滿足外生性假定。首先，分析第一階段的估計結(jié)果，采用Tmkt_index1 和Tmkt_index2兩種模型的估計結(jié)果一致表明，在控制一系列省份和城市特征變量后，IV的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，與以上分析邏輯相一致；檢驗“弱工具變量”的F值大于Cragg-Donald統(tǒng)計量的臨界值（Stock 和Yogo，2005）。因此，不存在弱工具變量問題。然后，分析第二階段的估計結(jié)果。在勞動收入份額和勞動相對收入份額為被解釋變量的模型設(shè)定下，控制了省份特征變量以及城市和年份固定效應(yīng)的估計結(jié)果顯示，Tmkt_index1 的系數(shù)分別為0.014 和0.057，且均在1%水平上顯著，再一次表明技術(shù)市場發(fā)展對勞動（相對）收入份額具有顯著的正向影響。進一步地，Tmkt_index2的系數(shù)分別為0.022 和0.093，且均通過了1%水平的顯著性檢驗。綜上所述，通過使用工具變量在一定程度上緩解了反向因果關(guān)系或遺漏變量等潛在的內(nèi)生性問題，表明技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間具有穩(wěn)健的正相關(guān)關(guān)系，再一次為研究假說1 提供了證據(jù)支持。

此外，考慮到勞動（相對）收入份額潛在的動態(tài)變化特征，在模型（2）中加入被解釋變量勞動（相對）收入份額的一期滯后項，并采用兩步系統(tǒng)GMM方法進行估計，結(jié)果顯示兩類技術(shù)市場發(fā)展指標的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明以上估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。①限于篇幅，文中沒有報告穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果；如有興趣，可參見《財經(jīng)研究》網(wǎng)站工作論文版本。

（四）考察時空異質(zhì)性

1.分時段。為應(yīng)對2008 年國際金融危機的潛在影響，政府出臺了“四萬億”投資刺激計劃，社會經(jīng)濟環(huán)境在2008 年前后發(fā)生了很大的變化，這可能對技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間的關(guān)系產(chǎn)生影響?；诖?，本文引入分時段虛擬變量D2008，將2008 年之前的年份取值為0，2008 年及之后的年份取值為1，在回歸方程（2）中加入該變量與技術(shù)市場發(fā)展指標的交叉項來考察技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的影響差異。估計結(jié)果如表2 中的列（1）和列（2）所示，技術(shù)市場發(fā)展指標Tmkt_index1 和Tmkt_index2 的系數(shù)分別為0.019 和0.021，且均通過了1%水平的顯著性檢驗，這表明在2008 年之前技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額具有顯著的正向效應(yīng)。而交叉項Tmkt_index1×D2008 和Tmkt_index2×D2008 的系數(shù)分別為?0.008 和?0.010，且分別在1%和5%水平上顯著，這表明技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向效應(yīng)在2008 年之后出現(xiàn)了一定程度的下降。

2.分地區(qū)?？紤]到技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額在不同區(qū)域存在差異，本文進一步在方程（2）中加入地區(qū)虛擬變量與技術(shù)市場發(fā)展指標的交叉項，以探討技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額影響的空間異質(zhì)性。以東部地區(qū)作為基準，設(shè)定中部和西部地區(qū)兩個虛擬變量Middle和West，估計結(jié)果如表2 中列（3）和列（4）所示。結(jié)果表明，在控制了省份和城市特征變量以及城市和年份固定效應(yīng)后，Tmkt_index1 和Tmkt_index2 的系數(shù)分別為0.001 和0.015，且均不顯著。這表明，在東部城市樣本中，技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額沒有產(chǎn)生顯著影響。而交叉項Tmkt_index1×Middle和Tmkt_index1×West的系數(shù)分別為0.055 和0.015，且均在1%水平上顯著。交叉項Tmkt_index2×Middle和Tmkt_index2×West的系數(shù)分別為0.043 和0.010，也都通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明，在中部和西部樣本中，技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額具有顯著的正向影響?？赡艿慕忉屖牵瑬|部地區(qū)的技術(shù)市場發(fā)展水平較高，經(jīng)濟社會制度環(huán)境較為良好，因此技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的影響不明顯；而在中部和西部地區(qū)，技術(shù)市場正處于不斷完善的階段，更可能觸發(fā)潛在的作用機制，進而影響勞動收入份額。以上結(jié)果表明，技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向影響主要體現(xiàn)在中部和西部的城市樣本中。

表2 技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額：時空異質(zhì)性

五、技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額：機制檢驗

（一）計量模型

為了考察技術(shù)市場發(fā)展影響勞動收入份額的作用機制，本文將計量模型設(shè)定為：

其中，i表示城市，j表示省份，t表示年份。被解釋變量Channelijt為機制變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（Indus_change）、技術(shù)進步偏向性（DTC）和要素（相對）價格扭曲（Prl、Prk和Prl/Prk）三個方面，由第三部分測算得到。其他變量與模型（2）相同。

（二）技術(shù)市場發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

本文采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型考察技術(shù)市場發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的關(guān)系，逐步回歸估計結(jié)果如表3 所示。首先，考察以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比（Indchg1）度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的估計結(jié)果。在列（1）中，控制省份、城市特征變量以及城市和年度固定效應(yīng)后，Tmkt_index1 的系數(shù)為0.112，且通過了1%水平的顯著性檢驗。這初步表明，技術(shù)市場發(fā)展與城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系（支持研究假說2）。然后，為了確保估計結(jié)果的穩(wěn)健性，考察以第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比（Indchg2）度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的估計結(jié)果，列（3）中Tmkt_index1 的系數(shù)為0.211，且通過了1%水平的顯著性檢驗（支持研究假說2）。進一步采用Tmkt_index2 進行穩(wěn)健性檢驗，均得到了較為一致的結(jié)果，結(jié)果如列（2）和列（4）所示。

表3 技術(shù)進步發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化：機制檢驗1

（三）技術(shù)市場發(fā)展與技術(shù)進步偏向性

接下來，探討技術(shù)市場發(fā)展與技術(shù)進步偏向性指數(shù)（DTC）之間的關(guān)系，估計結(jié)果如表4 所示。首先，考察技術(shù)市場發(fā)展指標Tmkt_index1 的估計結(jié)果。在控制了省份特征變量以及城市和年度固定效應(yīng)后，列（1）中Tmkt_index1 的系數(shù)為?0.022，且通過了1%水平的顯著性檢驗。進一步加入城市特征變量后，列（2）中Tmkt_index1 的系數(shù)為?0.023，且在5%水平上顯著。這表明，技術(shù)市場發(fā)展與城市技術(shù)進步偏向性之間具有顯著的負向關(guān)系，即技術(shù)市場發(fā)展水平的提高顯著強化了技術(shù)進步的勞動偏向和弱化了資本偏向，這為研究假說2 提供了證據(jù)支持。然后，進一步采用Tmkt_index2 度量的技術(shù)市場發(fā)展指標進行穩(wěn)健性檢驗，均得到較為一致的結(jié)果，如列（3）和列（4）所示。

表4 技術(shù)市場發(fā)展與技術(shù)進步偏向性：機制檢驗2

（四）技術(shù)市場發(fā)展與要素價格扭曲

技術(shù)市場發(fā)展與要素價格扭曲之間關(guān)系的估計結(jié)果如表5 所示。首先，考察Tmkt_index1 的估計結(jié)果，在控制了省級和城市特征變量以及城市和年度固定效應(yīng)后，列（1）中Tmkt_index1 的系數(shù)為?0.181，且通過了5%水平的顯著性檢驗。這初步表明，技術(shù)市場發(fā)展對勞動價格扭曲具有顯著的負向影響。然后，考察技術(shù)市場發(fā)展對資本價格扭曲的影響，如列（2）所示，Tmkt_index1 的系數(shù)為0.007，但不顯著。進一步將被解釋變量替換為勞動?資本價格扭曲之比（Prl/Prk），列（3）的估計結(jié)果顯示，Tmkt_index1 的系數(shù)為?9.111，且通過了1%水平的顯著檢驗。這表明技術(shù)市場發(fā)展水平的提高對勞動相對資本價格扭曲具有顯著的負向作用，即相較于資本價格扭曲，技術(shù)市場發(fā)展顯著降低了勞動價格的負向扭曲，這為研究假說2 提供了證據(jù)支持。進一步采用Tmkt_index2 度量的技術(shù)市場發(fā)展指標進行穩(wěn)健性檢驗，均得到較為一致的結(jié)果，如列（4）、列（5）和列（6）所示。

表5 技術(shù)市場發(fā)展與要素價格扭曲：機制檢驗3

六、考慮地區(qū)制度環(huán)境的進一步分析

（一）計量模型

為了考察地區(qū)制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，在模型（2）中引入刻畫制度環(huán)境的變量及其與技術(shù)市場發(fā)展變量的交叉項，構(gòu)建如下計量模型：

其中，Instjt≡{IP_projt,Gmktjt,Openjt}，表示知識產(chǎn)權(quán)保護、產(chǎn)品市場化和對外開放度三個維度的制度環(huán)境變量。交叉項系數(shù) β2是本文主要關(guān)注的，刻畫了地區(qū)制度環(huán)境對技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。其他變量與模型（2）相同。

（二）知識產(chǎn)權(quán)保護

首先，考察地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護對技術(shù)市場發(fā)展影響勞動收入份額的調(diào)節(jié)作用，估計結(jié)果如表6 所示。列（1）的估計結(jié)果表明，Tmkt_index1 和交叉項Tmkt_index1×IP_pro的系數(shù)分別為0.008 和0.003，且分別通過了1%和5%水平的顯著性檢驗；IP_pro的系數(shù)為?0.001，在1%水平上顯著。這表明技術(shù)市場發(fā)展會顯著促進勞動收入份額提高，地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護加強會顯著提高技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向效應(yīng)。被解釋變量替換為勞動相對收入份額LKshare后，列（2）的估計結(jié)果表明，Tmkt_index1 和交叉項Tmkt_index1×IP_pro的系數(shù)分別為0.028 和0.021，且均在1%水平上顯著；IP_pro的系數(shù)為?0.006，且在1%水平上顯著。這表明，隨著地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)制度逐步完善，其對勞動收入份額的影響體現(xiàn)在兩個方面：一是直接降低勞動收入份額；二是通過顯著提高技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向影響，間接提高勞動收入份額。進一步采用Tmkt_index2進行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果如列（3）和列（4）所示，得到了較為一致的結(jié)果。

表6 技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額：知識產(chǎn)權(quán)保護的調(diào)節(jié)作用

（三）產(chǎn)品市場化水平

然后，考察逐步完善的產(chǎn)品市場化的潛在調(diào)節(jié)作用，表7 報告了相應(yīng)的估計結(jié)果。列（1）的估計結(jié)果表明，Tmkt_index1 和交叉項Tmkt_index1×Gmkt的系數(shù)分別為0.034 和?0.002，且均通過了1%水平的顯著性檢驗；Gmkt的系數(shù)為0.005，且在1%水平上顯著。這表明，技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額具有顯著的正向影響，而地區(qū)產(chǎn)品市場化水平的提高會顯著減弱這一正向效應(yīng)。將被解釋變量替換為勞動相對收入份額LKshare，列（2）的估計結(jié)果顯示，Tmkt_index1 和交叉項Tmkt_index1×Gmkt的系數(shù)分別為0.135 和?0.009，且均在1%水平上顯著；Gmkt的系數(shù)為0.010，但不顯著。這表明，隨著產(chǎn)品市場化的逐步完善，其對勞動收入份額產(chǎn)生兩個方面的影響：一是直接促使勞動收入份額的提高；二是通過減弱技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向作用而間接降低勞動收入份額。進一步采用Tmkt_index2 指標進行穩(wěn)健性檢驗，均得到了較為一致的結(jié)果，如列（3）和列（4）所示。

表7 技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額：與產(chǎn)品市場化的互動效應(yīng)

（四）對外開放

最后，考察地區(qū)對外開放水平的潛在調(diào)節(jié)作用。①限于篇幅，文中沒有報告對外開放調(diào)整作用的估計結(jié)果；如有興趣，可參見《財經(jīng)研究》網(wǎng)站工作論文版本。各省貿(mào)易開放度（Trade_open）的估計結(jié)果顯示，Tmkt_index1 和交叉項Tmkt_index1×Open的系數(shù)分別為0.013 和?0.0001，且均通過了1%水平的顯著性檢驗；Open的系數(shù)為?0.105，但不顯著。這表明技術(shù)市場發(fā)展顯著提高了勞動收入份額，而地區(qū)貿(mào)易開放顯著減弱了技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向影響。將被解釋變量替換為LKshare，Tmkt_index1 和交叉項Tmkt_index1×Open的系數(shù)分別為0.050 和?0.0003，且均在1%水平上顯著；Open的系數(shù)為?0.956，在10%水平上顯著。這表明隨著貿(mào)易開放度的逐步提高，技術(shù)市場發(fā)展對勞動相對收入份額的正向影響將減弱。進一步采用Tmkt_index2 指標進行穩(wěn)健性檢驗，均得到了較為一致的結(jié)果。接下來，考察各省外資開放度（Fdi_open）的調(diào)節(jié)作用的估計結(jié)果。無論是以勞動收入份額還是以勞動相對收入份額作為被解釋變量，Tmkt_index1 和Tmkt_index2 的系數(shù)均至少在5%水平上顯著為正；交叉項Tmkt_index1×Open和Tmkt_index2×Open的系數(shù)均為負，且至少通過了5%水平的顯著性檢驗。這表明，與貿(mào)易開放度的實證結(jié)果相似，隨著外資開放度的逐步提高，技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向影響將顯著減弱。

七、結(jié)論與政策啟示

當前，我國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵時期，如何優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)和降低收入差距越來越受到社會各界的關(guān)注。隨著經(jīng)濟進入新的發(fā)展階段，技術(shù)市場發(fā)揮著越發(fā)重要的作用，其不斷發(fā)展不僅能積極促進區(qū)域創(chuàng)新和經(jīng)濟增長，還可能對要素收入分配產(chǎn)生影響。細致考察技術(shù)市場發(fā)展與要素收入分配之間的關(guān)系，對于認識和推進技術(shù)市場健康發(fā)展以及科學優(yōu)化要素收入分配結(jié)構(gòu)以實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和走向共同富裕之路具有重要的現(xiàn)實意義。

本文采用2001?2014 年我國省份和城市層面混合數(shù)據(jù)，在探討技術(shù)市場發(fā)展、勞動收入份額以及兩者之間關(guān)系的經(jīng)驗事實基礎(chǔ)上，實證研究技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的影響及其機制。結(jié)果表明，隨著技術(shù)市場發(fā)展水平的提升，勞動收入份額均出現(xiàn)顯著提高，技術(shù)市場發(fā)展指標每提升1 個百分點，勞動收入份額將提高0.009?0.012 個百分點，進一步考慮潛在的內(nèi)生性問題和勞動收入份額動態(tài)變化的穩(wěn)健性檢驗均得到一致的結(jié)果；且這一效應(yīng)在2008 年之前和中西部地區(qū)尤為明顯。然后，基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)進步偏向性和要素價格扭曲三個視角檢驗技術(shù)市場發(fā)展影響勞動收入份額的作用機制，發(fā)現(xiàn)技術(shù)市場發(fā)展顯著提升了城市從第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，顯著降低了技術(shù)進步偏向性指數(shù)（即強化了技術(shù)進步的勞動偏向和弱化了資本偏向），顯著降低了勞動價格的負向扭曲，同時緩解了資本價格的正向扭曲，進而提高了勞動收入份額。最后，考察了所在省份的制度環(huán)境對技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示，技術(shù)市場發(fā)展對勞動收入份額的正向效應(yīng)會隨著地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護程度的提高而增強，而隨著產(chǎn)品市場化和對外開放水平的提高而減弱。

本文基于要素市場聯(lián)動視角考察了技術(shù)市場發(fā)展的收入分配效應(yīng)，為探討技術(shù)市場發(fā)展與勞動收入份額之間的關(guān)系提供了全面和細致的經(jīng)驗證據(jù)，為評價技術(shù)等新興要素市場發(fā)展提供了新的維度，同時拓展了研究我國勞動收入份額變化的文獻。本文的研究具有較為直接的政策啟示：一是，強化以要素收入為主體的初次分配是優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)和降低收入差距的基礎(chǔ)，深化技術(shù)這一新型要素的市場化改革不僅會提高區(qū)域創(chuàng)新能力和經(jīng)濟增長，而且會優(yōu)化要素收入分配結(jié)構(gòu)；二是，考慮到技術(shù)市場發(fā)展的分配效應(yīng)在中西部地區(qū)更為顯著，可通過進一步完善中西部地區(qū)的技術(shù)市場，加強勞動、資本和技術(shù)等多種要素市場的聯(lián)動，促進要素跨地區(qū)有序流動，提高要素配置效率，降低地區(qū)間收入差距，因地制宜地探索通向共同富裕之路；三是，基于技術(shù)市場發(fā)展的正向收入分配效應(yīng)在地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護、產(chǎn)品市場化和對外開放等制度環(huán)境下呈現(xiàn)出的顯著異質(zhì)性，各地區(qū)在推進技術(shù)等要素市場化改革時，需要考慮和協(xié)調(diào)其與地區(qū)環(huán)境的互動性，通過建立和完善一系列配套制度，促進技術(shù)市場健康發(fā)展，優(yōu)化要素收入分配格局，為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和共同富裕提供良好的條件。