出口貿(mào)易對我國勞動收入占比地影響

出口貿(mào)易對我國勞動收入占比的影響—基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析Firm’sExportandtheLaborShareinChina——AnEmpiricalStudyBasedonChineseIndustrialFirmData邵敏（南開大學(xué)國際經(jīng)濟與貿(mào)易系，300071）Abstract：ThispaperexaminesthecausaleffectofexportonlaborshareonthebasisofasampleofChineseindustrialfirmsovertheperiod2000-2007.Wefirstlyanalyzethetwowaysofexportaffectinglaborsharededucedfromthemathematicalformulaoflaborshare,thenasystemestimationisusedtoestimatesuchtwoways.Wegenerallyfindthatfirms’exportswouldgeneratesignificantlynegativeeffectsonbothwageandproductivitywiththeabsoluteeffectsonformerlargerthanlatter,whichleadstoaquitesignificantlypositiveeffectontheirlaborshare.Thus,thewholesomeeffectofexportonthelaborshareisattheexpenseofwageandproductivityandisnotjoy.Furtherempiricalanalysisindicatethatforthelabor-intenseindustriesorcapital-intenseindustrieswithlowershareofprocessingtrade,thepositiveeffectsofexportsonthelaborsharearemainlystemmedfromthesizeabledeleteriouseffectontheirproductivitydynamics.Bycontrast,forthecapital-intenseindustrieswithhighershareofprocessingtrade,suchpositiveeffectsarecausedbytherestrainingeffectsonbothwageandproductivitydynamics.Keywords:export;laborshare;mechanism;systemestimation;processingtradeJEL:F16,D33作者簡介：邵敏：1983年生，女，漢族。南開大學(xué)國際經(jīng)濟與貿(mào)易系博士研究生，研究方向為開放經(jīng)濟與工資差異。已在《管理世界》、《經(jīng)濟學(xué)（季刊）》、《統(tǒng)計研究》、《國際貿(mào)易問題》等期刊發(fā)表論文。電話E-Mail：shaominyaya@126.com。通訊地址：天津市衛(wèi)津路94號南開大學(xué)西區(qū)公寓8號樓C棟14層205室，300071。出口貿(mào)易對我國勞動收入占比的影響—基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析摘要：運用我國3萬多家工業(yè)企業(yè)2000-2007年間的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文實證分析了出口貿(mào)易對我國勞動收入占比的影響。文章首先從勞動收入占比的數(shù)學(xué)計算式出發(fā)，得到出口貿(mào)易影響勞動收入占比的兩種途徑，并通過聯(lián)立方程的估計對這兩種途徑均進(jìn)行了細(xì)致的實證分析。我們的研究表明，企業(yè)的出口貿(mào)易對其工資報酬和勞動生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，且其對前者作用的絕對值顯著小于后者，以致出口貿(mào)易對企業(yè)勞動收入占比的作用卻顯著為正。由此，出口貿(mào)易對勞動收入占比的這種改善作用并不值得欣喜，因為這是以工資報酬和勞動生產(chǎn)率的“雙重惡化”為代價的。具體至出口行業(yè)的要素密集度和加工貿(mào)易出口比重差異，則發(fā)現(xiàn)勞動密集型行業(yè)以及加工貿(mào)易出口比重低的資本密集型行業(yè)，其出口貿(mào)易對勞動收入占比的顯著正向作用主要源于其對勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用；而加工貿(mào)易出口比重高的資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易對其勞動收入占比的顯著正向作用由其對工資報酬和勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用共同引致。關(guān)鍵詞：出口；勞動收入占比；影響機制；聯(lián)立估計；加工貿(mào)易一、引言關(guān)于國際貿(mào)易與要素報酬關(guān)系的理論，以新古典貿(mào)易理論為基礎(chǔ)的Stolper-Samuelson定理（SS定理）最為經(jīng)典。SS定理在要素稟賦理論模型（H-O模型）的假設(shè)條件下證明了貿(mào)易將增加國內(nèi)豐裕要素的報酬，同時減少稀缺要素的報酬。因此，對于我國這樣一個典型的勞動力相對豐裕的發(fā)展中國家而言，出口貿(mào)易會提高勞動力的報酬而降低資本的報酬，表現(xiàn)為勞動收入占比會上升假設(shè)w為工資報酬，r為資本報酬，L為勞動力數(shù)量，K為資本數(shù)量。勞動收入占比的表達(dá)式為：laborshare=(w*L)/(w*假設(shè)w為工資報酬，r為資本報酬，L為勞動力數(shù)量，K為資本數(shù)量。勞動收入占比的表達(dá)式為：laborshare=(w*L)/(w*L+r*K)=1/[1+(r/w)*(K/L)]，因此在要素稟賦（K/L）不變的情況下，w的提高同時r的下降會使勞動收入占比提高。這里我們忽略了生產(chǎn)稅凈額的影響，主要是因為邵敏和黃玖立（2010）的計算結(jié)果顯示出生產(chǎn)稅凈額在GDP中所占份額基本不發(fā)生變化。近兩年來，我國勞動收入占比下降這一現(xiàn)象引起了學(xué)界的廣泛關(guān)注，部分學(xué)者對該現(xiàn)象的原因進(jìn)行了較為系統(tǒng)的實證研究。例如，白重恩等（2008）與白重恩和錢震杰（2009）兩篇文獻(xiàn)運用工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)對我國工業(yè)部門勞動收入份額變化的原因進(jìn)行了計量分析，估計結(jié)果表明國有企業(yè)改制和市場壟斷能力的提高是導(dǎo)致工業(yè)部門勞動收入份額下降的主要原因。羅長遠(yuǎn)和張軍（2009）運用1987-2004年的省級面板數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)FDI、經(jīng)濟發(fā)展水平以及民營化均不利于勞動收入占比的提高，而出口貿(mào)易不顯著影響勞動收入占比。在我們所掌握的國內(nèi)經(jīng)驗文獻(xiàn)中，僅羅長遠(yuǎn)和張軍（2009）考察了出口貿(mào)易對勞動收入占比的影響，但該文并未細(xì)致研究出口貿(mào)易影響勞動收入占比的機制，而這也構(gòu)成本文的主要研究目的。本文將對出口貿(mào)易與勞動收入占比間的因果關(guān)系進(jìn)行計量檢驗，以更正確地反映出出口貿(mào)易對我國收入分配的作用，文章主要結(jié)論將有利于更客觀地評價出口貿(mào)易在我國經(jīng)濟發(fā)展中的作用。與已有文獻(xiàn)不同的是，我們不僅關(guān)注出口貿(mào)易對勞動收入占比的最終影響，更關(guān)注出口貿(mào)易通過何種途徑影響了勞動收入占比。那么，首先需回答的問題是，出口貿(mào)易如何影響勞動收入占比？文章從勞動收入占比的數(shù)學(xué)計算式出發(fā)，得到出口貿(mào)易影響勞動收入占比的兩種途徑：一方面，出口貿(mào)易通過影響工資報酬進(jìn)而影響勞動收入占比；另一方面，出口貿(mào)易也可通過影響勞動生產(chǎn)率進(jìn)而影響勞動收入占比。結(jié)合這兩種途徑，文章實證分析了出口貿(mào)易對我國勞動收入占比的綜合影響，并對這兩種影響途徑進(jìn)行了計量檢驗。文章實證分析的樣本數(shù)據(jù)為2000-2007年持續(xù)經(jīng)營的33231家工業(yè)企業(yè)，樣本企業(yè)的平均出口密集度約為20.07%，樣本出口企業(yè)的平均出口密集度約為55.78%。我們的研究工作在如下方面作了可能的改進(jìn)：eq\o\ac(○,1)如前文所述，研究企業(yè)出口對勞動收入占比微觀影響的文獻(xiàn)并不多見；eq\o\ac(○,2)文章通過聯(lián)立方程的估計對出口貿(mào)易影響勞動收入占比的兩種途徑均進(jìn)行了較為細(xì)致的實證分析，結(jié)果表明企業(yè)的出口貿(mào)易對其工資報酬和勞動生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，且其對前者作用的絕對值顯著小于后者，以致出口貿(mào)易對企業(yè)勞動收入占比的作用卻顯著為正。這一結(jié)論有利于我們更為正確地評價出口貿(mào)易在改善我國勞動力收入分配中的作用；eq\o\ac(○,3)我們對主要結(jié)論進(jìn)行了多次論證，從而得到了更加可靠的回歸結(jié)果。我們首先考慮了不同時期企業(yè)出口活動的影響差異，接著對不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口活動的影響差異進(jìn)行了計量檢驗，最后我們考慮了行業(yè)要素密集度和加工貿(mào)易出口比重對主要估計結(jié)果的影響。文章其它內(nèi)容安排如下：第二部分內(nèi)容為模型構(gòu)建與統(tǒng)計描述；第三部分內(nèi)容為模型估計與實證分析；第四部分內(nèi)容為主要結(jié)論的進(jìn)一步論證；最后為文章主要結(jié)論的總結(jié)與相關(guān)的政策建議。二、模型構(gòu)建與統(tǒng)計描述本文選擇工業(yè)行業(yè)作為實證分析的對象。對于工業(yè)行業(yè)，勞動收入占比即勞動者報酬與工業(yè)增加值的比重，用數(shù)學(xué)表達(dá)式表示為：（1）其中為人均勞動者報酬，為從業(yè)人員數(shù)，為工業(yè)增加值，從而即為勞動生產(chǎn)率，我們用表示。由此，工業(yè)行業(yè)勞動收入占比又可表示為人均勞動者報酬與勞動生產(chǎn)率的比值，如式（1）所示。根據(jù)式（1）得，（2）由式（1）和式（2）可知，出口貿(mào)易影響勞動收入占比的途徑有兩種：一方面，出口貿(mào)易通過影響即人均勞動者報酬進(jìn)而影響勞動收入占比；另一方面，出口貿(mào)易也可通過影響即勞動生產(chǎn)率進(jìn)而影響勞動收入占比；而出口貿(mào)易對勞動收入占比的最終影響則取決于其對和影響作用大小的比較。出口貿(mào)易影響勞動收入占比的這兩種途徑已經(jīng)得到大量理論文獻(xiàn)與經(jīng)驗文獻(xiàn)的驗證。例如，Schank等（2007）對德國企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)對一些可觀測及不可觀測的員工特征因素進(jìn)行控制后，企業(yè)出口活動對員工收入的影響在統(tǒng)計上仍具顯著性，Onaran和Stockhammer（2008）對5個中東歐國家的研究表明中期內(nèi)出口貿(mào)易對工資水平的綜合影響顯著為負(fù)，而Munch和Skaksen（2008）對丹麥企業(yè)以及Martins和Opromolla（2009）對葡萄牙企業(yè)的分析則表明僅高技術(shù)產(chǎn)品出口有利于提高工資水平；同時大量研究結(jié)論都表明企業(yè)出口能夠顯著地影響其勞動生產(chǎn)率水平，Wagner（2007）對此進(jìn)行了較為完備的綜述。根據(jù)這兩種途徑，我們建立了如下估計方程組：（1）（2）（3）方程（1）為數(shù)學(xué)恒等式，無須估計。方程（2）和方程（3）構(gòu)成了以和為內(nèi)生變量的聯(lián)立方程組。之所以考慮兩個方程的聯(lián)立性，主要是基于如下考慮：其一，勞動收入與勞動生產(chǎn)率往往是相互影響的，員工工資收入取決于其自身勞動生產(chǎn)率的高低，這點是勿庸置疑的（ChatrefjiandSparks，1991）；勞動收入也是影響員工勞動生產(chǎn)率的重要因素，如Bester和Petrakis（2003）發(fā)現(xiàn)在自由競爭行業(yè)工資率決定了企業(yè)在勞動生產(chǎn)率方面的投入，Seguino（2007）從FDI對工資和生產(chǎn)率影響的角度分析了工資和生產(chǎn)率間的相互關(guān)系，認(rèn)為工資和生產(chǎn)率的增長速度之間存在正相關(guān)關(guān)系。上述聯(lián)立方程組中，關(guān)鍵解釋變量export為出口密集度，計算指標(biāo)為出口交貨值與工業(yè)銷售產(chǎn)值的比重；CV1和CV2分別為影響勞動收入和勞動生產(chǎn)率的其它因素；dumies為控制企業(yè)所在省市特征、行業(yè)特征以及時間虛擬變量；和分別為兩個方程估計的隨機擾動項。為了避免關(guān)鍵解釋變量、控制變量與隨機擾動項存在“共時性（simultaneity）”而引致內(nèi)生性問題，我們將關(guān)鍵解釋變量export和其它控制變量均取滯后一期項。在已有工資決定與勞動生產(chǎn)率決定相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，我們將CV1和CV2共同包括的變量設(shè)置如下：資本密集度變量ln(k/l)，度量指標(biāo)為固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值；企業(yè)成立時間變量lnyear，度量企業(yè)的存活時間；企業(yè)規(guī)模變量lnscale，用企業(yè)的產(chǎn)品銷售收入規(guī)模來度量；企業(yè)在商品市場上的競爭能力變量margin，度量指標(biāo)為毛利率，即（產(chǎn)品銷售收入－產(chǎn)品銷售成本）/產(chǎn)品銷售收入，該指標(biāo)值愈大則說明企業(yè)在商品市場上的競爭能力愈強；企業(yè)的經(jīng)濟性質(zhì)虛擬變量ownerk={0,1}（k=1,2,3,4），ownerk(k=1,2,3,4)等于1分別表示其它內(nèi)資企業(yè)、私營企業(yè)、港澳臺商投資企業(yè)、外商投資企業(yè)，即國有企業(yè)為參照基準(zhǔn)。上述變量均為企業(yè)層面的控制變量，然而模型中雖然控制了不隨時間變化的省市特定效應(yīng)，但也需考慮一些隨時間變化的省市特征，因此有必要控制企業(yè)所在省市的一些隨時間變化的經(jīng)濟變量，我們也將這些變量納入至CV1和CV2共同包括的變量中，具體設(shè)置如下：首先為企業(yè)所在省市地方政府間的經(jīng)濟績效競爭特征（變量名fenquan）。該變量的含義及度量方法詳見邵敏和黃玖立（2010）。其次為企業(yè)所在省市農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移特征（變量名xiang）。農(nóng)村勞動力向非農(nóng)業(yè)和城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，也可能會對工業(yè)行業(yè)的工資報酬和勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響。我們采用各省市的鄉(xiāng)村就業(yè)人員比重來度量其農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度，該比重值越低則農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度越高。數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》各期。鑒于聯(lián)立方程組的可識別性，我們將包括于CV1，但不包括于CV2的變量設(shè)置為企業(yè)財務(wù)狀況變量finance，度量指標(biāo)為資產(chǎn)負(fù)債率（Greenawayetal.,2007），即負(fù)債合計與資產(chǎn)合計的比值，該比值與企業(yè)的財務(wù)狀況負(fù)相關(guān)；我們將包括于CV2但不包括于CV1的變量設(shè)置為新產(chǎn)品開發(fā)特征變量new，度量指標(biāo)為新產(chǎn)品產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比重。將上述各控制變量代入方程（2）和方程（3）中并解之，得到工資報酬和勞動生產(chǎn)率影響因素分析的簡約方程式（reducedform）如方程（4）和方程（5）所示：（4）（5）將方程（4）和方程（5）代入恒等式（1）可得勞動收入占比影響因素分析的簡約方程式如方程（6）所示：（6）簡約方程式（4）、（5）和（6）為本文計量分析的重點。（二）統(tǒng)計描述本文研究的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局的《工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計年報》（2000-2007年）。每一年中均存在企業(yè)的退出與進(jìn)入，我們選擇那些在2000-2007年間持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)（58941家）作為分析樣本。2000-2007年間持續(xù)經(jīng)營的58941家企業(yè)在本文研究的一些關(guān)鍵變量上存在缺失或異常值，所以我們在選擇最終的分析樣本時，對這58941家企業(yè)進(jìn)行了如下篩選：首先，我們?nèi)サ袅巳我荒攴葜小俺隹诮回浿怠贝嬖谌笔е祷蛐∮诹阒档钠髽I(yè)樣本；其次，我們?nèi)サ袅巳我荒攴葜小肮I(yè)銷售產(chǎn)值”、“工業(yè)增加值”、“從業(yè)人員年平均人數(shù)”、“應(yīng)付工資總額”存在缺失值、零值或小于零值的企業(yè)樣本；再次，我們?nèi)サ袅恕皯?yīng)付福利費總額”存在缺失值或小于零值的企業(yè)樣本；至此，我們得到了41877家企業(yè)。此后，我們?nèi)サ袅?001-2007年本文實證分析的樣本期間為2001-2007年，見后文。間任一年份勞動收入占比值大于1的企業(yè)，即僅保留那些在整個樣本期間內(nèi)勞動收入占比值均小于1的企業(yè)。本文實證分析的樣本期間為2001-2007年，見后文。與白重恩等（2008）和白重恩、錢震杰（2009）類似，根據(jù)式（1）的定義計算企業(yè)層面的勞動收入占比為企業(yè)（人均）工資報酬與（人均）工業(yè)增加值的比值，其中工資報酬為“應(yīng)付工資總額與應(yīng)付福利費之和”，勞動生產(chǎn)率即為人均工業(yè)增加值。計算33231家樣本企業(yè)于2000-2007年間勞動收入占比均值，結(jié)果顯示，2000年樣本工業(yè)企業(yè)勞動收入占比均值為0.381，此后逐年下降，至2003年降至0.278，降幅為10.3個百分點根據(jù)《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1952-2004》計算得到，2000年我國工業(yè)行業(yè)平均勞動收入占比為0.374，至2003年降至0.347，降幅約為2.7個百分點，下降幅度低于本文33231家持續(xù)經(jīng)營企業(yè)所反映出的變化幅度，但二者的變化趨勢是相同的。根據(jù)《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1952-2004》計算得到，2000年我國工業(yè)行業(yè)平均勞動收入占比為0.374，至2003年降至0.347，降幅約為2.7個百分點，下降幅度低于本文33231家持續(xù)經(jīng)營企業(yè)所反映出的變化幅度，但二者的變化趨勢是相同的。圖1不同類型企業(yè)勞動收入占比情況（2001-2007年）2000-2007年我國工業(yè)行業(yè)樣本企業(yè)的出口密集度均值約為20.07%，大約相當(dāng)于張杰等（2008）對2005年江蘇省342家本土制造業(yè)企業(yè)出口密集度的統(tǒng)計值（21.4%）。我國工業(yè)行業(yè)出口企業(yè)的出口密集度遠(yuǎn)高于全部企業(yè)，樣本期間內(nèi)的均值達(dá)55.78%。將樣本企業(yè)按其出口密集度高低劃分為6類：第1類為出口密集度為0值的企業(yè)集合即非出口企業(yè)集合，第2類為出口密集度在區(qū)間（0,0.1〕內(nèi)的企業(yè)集合，第3類為出口密集度在區(qū)間（0.1,0.3〕內(nèi)的企業(yè)集合，第4類為出口密集度在區(qū)間（0.3,0.5〕內(nèi)的企業(yè)集合，第5類為出口密集度在區(qū)間（0.5,0.7〕內(nèi)的企業(yè)集合，第6類則為出口密集度大于0.7的企業(yè)集合。最后，我們將樣本期間內(nèi)（2001-2007年）每一年每一類企業(yè)對應(yīng)的勞動收入占比列于圖1。由圖1可知，除了出口密集度在區(qū)間（0.1,0.3〕內(nèi)的企業(yè)之外，其它類型企業(yè)勞動收入占比均呈現(xiàn)出2003年之前（包括2003年）逐年下降而2003年之后逐年上升的趨勢，這與全部樣本企業(yè)的平均趨勢一致，且出口密集度在區(qū)間（0.7,0.1〕內(nèi)的企業(yè)上升速度最快。而出口密集度在區(qū)間（0.1,0.3〕內(nèi)的企業(yè)，其勞動收入占比下降至2006年才開始上升。企業(yè)的勞動收入占比與出口密集度高低呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，且這種正相關(guān)關(guān)系在樣本期間內(nèi)的任一年份中皆成立，具體表現(xiàn)為：出口密集度在區(qū)間（0.7,0.1〕內(nèi)的企業(yè)其勞動收入占比為所有類型企業(yè)中最高者，此后隨著企業(yè)所屬出口密集度梯度的降低，其勞動收入占比也隨之下降，而出口密集度為零的企業(yè)其勞動收入占比最低。模型中其它變量的統(tǒng)計描述信息見表1。樣本期間內(nèi)，樣本工業(yè)企業(yè)的平均勞動收入和勞動生產(chǎn)率均呈現(xiàn)出顯著的逐年上升趨勢，且前者顯著低于后者，但2003年之前（包括2003年）二者的差距呈逐年擴大趨勢而2003年之后呈逐年縮小趨勢，由此導(dǎo)致了平均勞動收入占比于2003年前后先下降后上升之趨勢。此外，樣本工業(yè)企業(yè)的資本密集度、平均規(guī)模和新產(chǎn)品開發(fā)力度也呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢，財務(wù)狀況呈現(xiàn)出日益優(yōu)化的趨勢，而其在商品市場上的競爭能力卻呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢。省市地方政府財政分權(quán)水平于2003年前后呈現(xiàn)出先下降后上升之趨勢，其農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度則呈逐年擴大趨勢。表1主要變量的統(tǒng)計描述（均值：2001-2007）變量t=2001t=2002t=2003t=2005t=2006t=2007被解釋變量ln(wit)2.3282.4002.4722.7182.8472.988ln(prodit)3.7003.9494.0554.2964.4244.548CV1和CV2共同包括的控制變量ln(k/l)t-13.7003.7563.8073.8573.9864.040lnyear7.5957.5957.5957.5957.5957.595lnscalet-110.20510.32610.45210.61810.90211.023margint-10.1840.1800.1800.1760.1670.167owner10.4160.4080.3880.3570.3410.334owner20.1290.1220.1120.0980.0950.094owner30.1810.1970.2260.2670.2880.294owner40.1450.1450.1430.1340.1340.135owner50.1280.1290.1310.1430.1420.143fenquant-10.7130.7080.6980.7020.7110.715xiangt-10.7150.7160.7090.6970.6740.652包括于CV1，但不包括于CV2中的控制變量financet-10.5890.5770.5730.5720.5660.561包括于CV1，但不包括于CV2中的控制變量newt-10.0370.0380.0380.0380.0490.052注：由作者根據(jù)原始數(shù)據(jù)計算而得。三、模型估計與實證分析我們首先由方程（2）和方程（3）構(gòu)成的估計聯(lián)立方程組，然后由其估計結(jié)果估計出形如方程（4）、（5）和（6）的簡約方程式。由聯(lián)立方程模型識別的秩條件（rankcondition）和階條件（ordercondition）可知，方程（2）和方程（3）均可識別。鑒于方程組中的這兩個方程隨機擾動項可能存在異方差與同期相關(guān)，我們首先選擇三階段最小二乘法（3SLS）對由方程（2）和方程（3）構(gòu)成的方程組進(jìn)行聯(lián)立估計，然后根據(jù)將這兩個方程相應(yīng)變量的估計系數(shù)代入簡約式方程（4）、（5）和（6），得到這三個簡約式方程的估計結(jié)果相關(guān)估計均在統(tǒng)計軟件Stata中完成，相應(yīng)的命令分別為“相關(guān)估計均在統(tǒng)計軟件Stata中完成，相應(yīng)的命令分別為“reg3”和“nlcom”。表2兩方程聯(lián)立估計結(jié)果及簡約方程式估計結(jié)果聯(lián)立估計簡約方程式估計ln(wit)ln(prodit)ln(wit)ln(prodit)ln(lsit)（2）（3）（4）（5）（6）ln(wit)2.046***(0.104)ln(prodit)3.383***(0.987)exportit-11.154***(0.353)-0.242***(0.010)-0.056***(0.004)-0.358***(0.006)0.302***(0.006)ln(k/l)it-1-0.585***(0.190)0.060***(0.007)0.065***(0.001)0.192***(0.002)-0.127***(0.002)lnyear-58.507***(17.487)14.765***(0.432)1.444***(0.185)17.719***(0.279)-16.275***(0.285)lnscaleit-1-0.702***(0.241)-0.005(0.013)0.121***(0.001)0.243***(0.001)-0.122***(0.001)marginit-1-0.673**(0.319)-0.507***(0.047)0.403***(0.008)0.318***(0.012)0.085***(0.012)owner1-1.011***(0.272)0.436***(0.012)-0.078***(0.004)0.275***(0.007)-0.354***(0.007)owner3-1.335***(0.368)0.525***(0.013)-0.075***(0.005)0.372***(0.007)-0.447***(0.008)owner4-0.981***(0.304)0.185***(0.014)0.060***(0.006)0.307***(0.008)-0.247***(0.009)owner5-1.349***(0.460)-0.004(0.028)0.230***(0.005)0.467***(0.008)-0.236***(0.009)fenquanit-1-5.503***(1.314)3.627***(0.187)-1.143***(0.067)1.288***(0.101)-2.431***(0.104)xiangit-1-4.266***(1.529)-0.372***(0.145)0.0933***(0.050)1.537***(0.076)-0.603***(0.077)financeit-10.532***(0.182)-0.090***(0.004)-0.090***(0.004)newit-1-0.219***(0.020)0.037***(0.011)-0.037***(0.011)注：模型估計中均加入了企業(yè)所在省市和行業(yè)特定效應(yīng)以及時間特定效應(yīng)，但為了節(jié)約篇幅，這里并不將這些特定效應(yīng)的估計結(jié)果列出。估計系數(shù)下方括號內(nèi)數(shù)值為對應(yīng)估計的標(biāo)準(zhǔn)差。***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。以下各表同。由于本文關(guān)注的重點為簡約方程式（4）、（5）和（6）的估計結(jié)果，即我國工業(yè)行業(yè)工資報酬、勞動生產(chǎn)率和勞動收入占比的影響因素分析，因而我們這里直接分析表2后3列所列估計結(jié)果。首先看出口貿(mào)易變量export的估計結(jié)果。方程（4）的估計結(jié)果顯示，變量export的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明在其它條件相同的情況下，企業(yè)出口密集度的提高會顯著降低其工資報酬。雖然大量經(jīng)驗文獻(xiàn)都驗證了出口的正向“工資溢價”，而本文的研究則表明，對于中國這樣一個以勞動密集型產(chǎn)品為比較優(yōu)勢的發(fā)展中國家，企業(yè)的出口活動卻產(chǎn)生了顯著的負(fù)向“工資溢價”。由于模型中已經(jīng)對相關(guān)的企業(yè)異質(zhì)性如企業(yè)的資本密集度、成立時間、規(guī)模、所有制屬性等特征以及企業(yè)所在行業(yè)和省市特征進(jìn)行了控制，因而我國企業(yè)出口活動對工資報酬所產(chǎn)生的這種顯著負(fù)向影響可能還得從企業(yè)出口活動本身尋求原因。中國企業(yè)的出口擴張有其特定模式，即對加工貿(mào)易的嚴(yán)重依賴。例如，20世紀(jì)90年代中期以來，加工貿(mào)易出口就已經(jīng)成為我國出口擴張的主要方式。1996年我國加工貿(mào)易出口額占比首次超過50%，達(dá)55.83%，并于1999年達(dá)到整個樣本期間內(nèi)的最大值（56.88%）。此后加工貿(mào)易出口所占比重有所下降，但至2008年仍達(dá)47.26%，大于同期一般貿(mào)易出口所占比重（46.38%）。而我國加工貿(mào)易最為主要的形式為進(jìn)料加工和來料加工并且2000年以后我國加工貿(mào)易出口額的大幅度增長也主要由這段時期內(nèi)進(jìn)料加工出口額的快速增長引致。進(jìn)料加工和來料加工在本質(zhì)上均屬于成品的組裝活動，其在國際競爭市場所依賴的主要是低廉的勞動力成本優(yōu)勢，從而使得勞動者難以分享出口擴張所帶來的好處。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)中國的出口結(jié)構(gòu)開始向資本相對密集的產(chǎn)品轉(zhuǎn)移，從而這可能是隨著出口擴張勞動者的工資報酬不升反降的一個原因（羅長遠(yuǎn)和張軍，2009）。由后文的實證分析可知，即使是勞動密集型行業(yè)的出口貿(mào)易也基本未能對其工資報酬產(chǎn)生顯著影響，但紡織業(yè)等3個加工貿(mào)易出口比重低的傳統(tǒng)勞動密集型行業(yè)出口貿(mào)易顯著提高了其工資報酬，這說明加工貿(mào)易出口比重的高低在一定程度上影響了SS定理在我國的適用性。方程（5）的估計結(jié)果顯示，變量export的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明在其它條件相同的情況下，企業(yè)出口密集度的提高會顯著降低其勞動生產(chǎn)率。這可能也與我國企業(yè)出口擴張的加工貿(mào)易依賴特征密切相關(guān)。從加工貿(mào)易出口的角度來看，在廉價勞動力大量存在且有剩余的條件下，盡管單位產(chǎn)品生產(chǎn)加工階段所獲得的收益比較少，但“薄利多銷”也可使企業(yè)在大規(guī)模加工生產(chǎn)的條件下獲得可觀的絕對收益，以至企業(yè)失去了改進(jìn)、消化吸收技術(shù)的動力，勞動生產(chǎn)率增長緩慢。這一估計結(jié)果與李春頂和趙美英（2010）、張禮卿和孫俊新（2010）、李小平等（2008）等文獻(xiàn)的結(jié)論較為一致。雖然出口貿(mào)易對工資報酬及勞動生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，但其對前者作用的絕對值顯著小于后者，以致出口貿(mào)易對企業(yè)勞動收入占比的作用卻顯著為正。方程（6）的估計結(jié)果表明，變量export的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，表現(xiàn)為出口密集度每提高1個百分點，企業(yè)的勞動收入占比相應(yīng)提高0.302個百分點。這與邵敏和黃玖立（2010）一文中貿(mào)易開放變量的估計結(jié)果相一致。然而，根據(jù)前面的分析，出口貿(mào)易對勞動收入占比的這種改善作用并不值得欣喜，因為這是以工資報酬和勞動生產(chǎn)率的“雙重惡化”為代價的。模型中其它變量對工資報酬、勞動生產(chǎn)率以至勞動收入占比的影響方向及顯著性基本與已有經(jīng)驗研究相類似。企業(yè)資本密集度的提高有利于提高工資報酬和勞動生產(chǎn)率，但其對前者作用的絕對值小于后者，以致其對企業(yè)的勞動收入占比產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，這與邵敏和黃玖立（2010）、李稻葵等（2009）的估計結(jié)果一致；企業(yè)成立時間與工資報酬和勞動生產(chǎn)率均顯著正相關(guān)，即越晚成立的企業(yè)其工資報酬和勞動生產(chǎn)率也越高，但其對前者作用的絕對值小于后者，以致企業(yè)成立時間對企業(yè)的勞動收入占比產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用；企業(yè)規(guī)模的擴大有利于提高工資報酬和勞動生產(chǎn)率，與前面兩個變量相類似，企業(yè)規(guī)模對勞動收入占比產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，這說明從收入分配角度來看，勞動者未能分享企業(yè)規(guī)模擴大所帶來的好處；企業(yè)在商品市場上競爭能力的提高有利于提高工資報酬和勞動生產(chǎn)率，且其對前者作用的絕對值大于后者，以致企業(yè)在商品市場上的競爭能力對其勞動收入占比產(chǎn)生了顯著的正向作用；從企業(yè)的經(jīng)濟性質(zhì)來看，內(nèi)資企業(yè)中，國有企業(yè)的工資報酬最高，但其勞動生產(chǎn)率卻最低，港澳臺商投資企業(yè)和外商投資企業(yè)的工資報酬與勞動生產(chǎn)率高于國有企業(yè)，但勞動生產(chǎn)率高出的幅度大于工資報酬，因而在所有類型企業(yè)中國有企業(yè)的勞動收入占比最高、其次為外商投資企業(yè)和港澳臺商投資企業(yè)、最低者為私營企業(yè)，這與白重恩等（2008）、白重恩和錢震杰（2009）等文獻(xiàn)的結(jié)論一致；企業(yè)財務(wù)狀況的優(yōu)化有利于提高工資報酬進(jìn)而有利于提高企業(yè)的勞動收入占比；企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)力度的提高有利于提高勞動生產(chǎn)率進(jìn)而會降低企業(yè)的勞動收入占比。地方政府財政分權(quán)水平的提高會降低當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的工資報酬，這說明地方政府進(jìn)行經(jīng)濟績效競爭時傾向于將財政壓力施加至勞動所得上；地方政府財政分權(quán)水平的提高，會提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動生產(chǎn)率，由此會降低當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動收入占比，這與邵敏和黃玖立（2010）所得出的相關(guān)結(jié)論一致。地方農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度的提高會對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)工資報酬和勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，前者主要緣于勞動力供給的增加而后者主要是因為從農(nóng)村轉(zhuǎn)移出來的勞動力的人力資本水平較低從而不利于企業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。但地方農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度的提高對企業(yè)工資報酬負(fù)向作用的絕對值小于其對企業(yè)勞動生產(chǎn)率的值，因而地方農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度的提高有利于提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動收入占比。四、主要結(jié)論的進(jìn)一步論證本部分內(nèi)容主要針對前文得出的主要結(jié)論進(jìn)行不同角度的論證。我們首先考慮不同時期企業(yè)出口活動的影響差異，接著對不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口活動的影響差異進(jìn)行了計量檢驗，最后我們考慮了行業(yè)要素密集度和加工貿(mào)易出口比重高低對主要估計結(jié)果的影響。（一）不同時期企業(yè)出口活動影響差異樣本期間內(nèi)，隨著我國總體出口規(guī)模的迅速擴張，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)也發(fā)生了顯著變化：高新技術(shù)產(chǎn)品在我國總出口中所占比重不斷提高，出口商品的技術(shù)復(fù)雜度顯著高于其他類似發(fā)展程度的國家（Rodrik，2006）。例如，2000年我國高新技術(shù)產(chǎn)品出口額占總出口額的比重為16.38%，至2007年該比重值已上升至28.56%?？紤]出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的這種時間變化趨勢，則不同時間企業(yè)出口活動對工資報酬、勞動生產(chǎn)率乃至勞動收入占比的影響也可能會存在顯著差異，因此我們對于樣本期間內(nèi)的每一年均采用相同的估計方法對聯(lián)立方程組和簡約式方程進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表3。受篇幅限制，這里我們僅列出2001年和2007年簡約方程式的估計結(jié)果，而其它年份的估計結(jié)果與二者類似。注意到，逐年回歸后，由于模型估計時已經(jīng)加入了省市特定效應(yīng)，因而估計結(jié)果輸出時，企業(yè)所在省市財政分權(quán)變量fenquanit-1和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移變量xiangit-1的估計結(jié)果為缺失，因為這兩個變量的作用被省市特定效應(yīng)吸收了。綜觀2001-2007年各簡約方程式估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，出口貿(mào)易對工資報酬和勞動生產(chǎn)率的負(fù)向作用顯著存在于2001-2007年間的任一年中，且仍表現(xiàn)為對前者作用的絕對值小于后者，以致出口貿(mào)易對勞動收入占比產(chǎn)生了顯著的正向作用。將2001年估計結(jié)果與2007年相比較發(fā)現(xiàn)，雖然2007年高新技術(shù)產(chǎn)品出口比重提高至28.56%，但2007年工業(yè)企業(yè)出口貿(mào)易卻總體上仍對工資報酬和勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，且這種負(fù)向作用在絕對值上顯著大于2001年。這說明盡管高新技術(shù)產(chǎn)品出口比重不斷提高，工業(yè)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，但工業(yè)企業(yè)出口貿(mào)易對工資報酬和勞動生產(chǎn)率的“惡化”作用卻不斷加劇。這一結(jié)論也反映了我國高新技術(shù)產(chǎn)品出口的一個基本特征，即加工貿(mào)易在我國高新技術(shù)產(chǎn)品出口中的絕對主導(dǎo)地位。根據(jù)《中國科技統(tǒng)計年度報告》統(tǒng)計，2000年我國高技術(shù)產(chǎn)品出口額為370.43億美元，其中加工貿(mào)易出口額為328.03億美元，占比約為88.55%；至2007年高技術(shù)產(chǎn)品出口額為3478.2億美元，其中加工貿(mào)易出口額為2968.7億美元，占比約為85.35%。由此可知，雖然2007年高技術(shù)產(chǎn)品出口中加工貿(mào)易出口額所占比重略微下降，但其仍占絕對主導(dǎo)地位。表3不同時期企業(yè)出口活動的影響差異2001年2007年ln(wit)ln(prodit)ln(lsit)ln(wit)ln(prodit)ln(lsit)（4）（5）（6）（4）（5）（6）exportit-1-0.048***(0.010)-0.318***(0.014)0.270***(0.015)-0.067***(0.009)-0.386***(0.015)0.319***(0.015)ln(k/l)it-10.072***(0.003)0.183***(0.004)-0.110***(0.004)0.060***(0.002)0.192***(0.004)-0.132***(0.004)lnyear1.985***(0.496)19.457***(0.695)-17.472***(0.728)2.026***(0.424)16.14***(0.677)-14.123***(0.680)lnscaleit-10.117***(0.003)0.218***(0.004)-0.102***(0.004)0.128***(0.002)0.269***(0.003)-0.141***(0.003)marginit-10.143***(0.013)0.105***(0.018)0.038**(0.019)0.408***(0.020)0.403***(0.032)0.006***(0.032)owner1-0.041***(0.011)0.337***(0.015)-0.378***(0.016)-0.112***(0.011)0.194***(0.018)-0.307***(0.018)owner3-0.047***(0.013)0.389***(0.018)-0.436***(0.019)-0.096***(0.012)0.327***(0.019)-0.424***(0.019)owner40.105***(0.014)0.412***(0.020)-0.307***(0.021)0.018(0.014)0.188***(0.022)-0.170***(0.022)owner50.307***(0.014)0.626***(0.020)-0.319***(0.021)0.161***(0.013)0.320***(0.021)-0.159***(0.022)fenquanit-1xiangit-1financeit-1-0.071***(0.011)-0.071***(0.011)-0.096***(0.010)0.096***(0.010)newit-10.136***(0.028)-0.136***(0.028)-0.043(0.026)0.043(0.026)obs（二）不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口活動影響差異不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)其出口活動也存在著顯著差異，外資企業(yè)加工貿(mào)易出口比重顯著高于內(nèi)資企業(yè)。以外貿(mào)大省廣東省為例對此進(jìn)行說明。根據(jù)《廣東統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計，2000年（t-1年，t=2001）和2006年（t-1年，t=2007）廣東省私營企業(yè)一般貿(mào)易出口比重分別為93.16%和78.02%，而外資企業(yè)一般貿(mào)易出口比重僅分別為5.74%和10.23%。以2001年和2007年為例對前述5種經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口活動的影響差異進(jìn)行計量檢驗，各簡約方程式估計結(jié)果如表4所示。受篇幅限制，這里僅列出各簡約方程式中出口密集度變量exportit-1的估計結(jié)果。綜觀表4各列估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除了國有企業(yè)之外，其它4種經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)的出口活動均能顯著提高其勞動收入占比。2001年國有企業(yè)出口活動雖會對其勞動收入占比產(chǎn)生正向作用，但該正向作用顯著性較低；至2007年國有企業(yè)出口活動對其勞動收入占比的正向作用則未能通過顯著性檢驗。表4不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口活動影響差異2001年2007年ln(wit)（4）ln(prodit)（5）ln(lsit)（6）ln(wit)（4）ln(prodit)（5）ln(lsit)（6）國有企業(yè)-0.178***(0.063)-0.328***(0.084)0.149*(0.084)-0.007(0.077)-0.144(0.115)0.137(0.112)私營企業(yè)0.053**(0.022)-0.198***(0.032)0.251***(0.034)0.008(0.016)-0.242***(0.027)0.250***(0.028)其它內(nèi)資-0.017(0.018)-0.254***(0.026)0.236***(0.028)-0.027(0.020)-0.327***(0.033)0.300***(0.034)港澳臺商投資企業(yè)-0.011(0.022)-0.285***(0.029)0.274***(0.030)-0.089***(0.019)-0.355***(0.028)0.266***(0.027)外商投資企業(yè)-0.050**(0.024)-0.288***(0.034)0.238***(0.033)-0.064**(0.032)-0.388***(0.031)0.324***(0.020)具體至出口貿(mào)易對工資報酬與勞動生產(chǎn)率的作用，則經(jīng)濟性質(zhì)不同的企業(yè)其出口活動對二者的影響也存在著顯著的差異。2001年國有企業(yè)出口活動對其工資報酬和勞動生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，但至2007年該負(fù)向作用并不顯著，這說明隨著時間的推移，國有企業(yè)出口活動對其工資報酬和勞動生產(chǎn)率的“惡化”作用逐漸減弱。2001年私營企業(yè)出口活動對其工資報酬產(chǎn)生了顯著的正向作用，但該正向作用至2007年變?yōu)椴伙@著；2001年私營企業(yè)出口活動對其勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，該負(fù)向作用于2007年仍然顯著，且在絕對值上有所增大，這說明隨著時間的推移，私營企業(yè)出口活動對其工資報酬的影響由顯著為正變?yōu)椴伙@著，而對其勞動生產(chǎn)率的“惡化”作用則日益加劇。2001年和2007年其它內(nèi)資企業(yè)出口活動均不顯著影響其工資報酬，但均對其勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用。2001年港澳臺商投資企業(yè)出口活動不顯著影響其工資報酬，但至2007年該影響顯著為負(fù)；2001年和2007年港澳臺商投資企業(yè)出口活動對其勞動生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用。2001年和2007年外商投資企業(yè)出口活動對其工資報酬和勞動生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，且該負(fù)向作用在絕對值上呈現(xiàn)出隨著時間的推移而逐漸加大的趨勢。將5種經(jīng)濟性質(zhì)出口企業(yè)分布行業(yè)排在前3位的行業(yè)列出后，發(fā)現(xiàn)僅私營企業(yè)出口貿(mào)易體現(xiàn)出了明顯的低加工貿(mào)易勞動密集型行業(yè)分布特征行業(yè)要素密集度劃分和加工貿(mào)易出口比重度量具體見后文分析。，這是僅私營企業(yè)出口活動對其工資報酬產(chǎn)生正向作用的主要原因；國有企業(yè)和其它內(nèi)資企業(yè)出口貿(mào)易體現(xiàn)出了低加工貿(mào)易資本密集型行業(yè)分布特征；港澳臺商投資企業(yè)出口貿(mào)易則體現(xiàn)出了行業(yè)要素密集度劃分和加工貿(mào)易出口比重度量具體見后文分析。由此可知，企業(yè)出口活動對其工資報酬的顯著負(fù)向作用主要體現(xiàn)于外資企業(yè)的出口活動，且外資企業(yè)出口活動對勞動生產(chǎn)率的負(fù)向作用在絕對值上要大于內(nèi)資企業(yè)的出口活動。不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口活動影響差異可能源于其出口要素密集度和加工貿(mào)易出口比重的高低。（三）要素密集度與加工貿(mào)易的影響由前面的分析可知，不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口活動影響差異可能源于其出口要素密集度和加工貿(mào)易出口比重的高低，為了對此進(jìn)行進(jìn)一步的驗證，我們對制造業(yè)28個二分位細(xì)分行業(yè)分別進(jìn)行了回歸，并將回歸結(jié)果按如下方式進(jìn)行了匯總：首先，根據(jù)王德文等（2004）的劃分，我們將28個制造業(yè)行業(yè)劃分為勞動密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)，以度量要素密集度對估計結(jié)果的影響前文的各列估計結(jié)果中，均控制了企業(yè)的人均資本存量和行業(yè)特定效應(yīng)，也即控制了要素密集度對工資報酬和勞動生產(chǎn)率以至勞動收入占比的影響。此處考慮要素密集度對各簡約式方程中出口密集度變量估計系數(shù)的影響。根據(jù)SS定理，對于我國而言，資本密集型產(chǎn)品的出口會降低我國的工資報酬，因此方程（4）中出口密集度變量估計系數(shù)顯著為負(fù)可能與企業(yè)出口商品的要素密集度相關(guān)。由于無法獲得企業(yè)微觀層面出口商品的要素密集度，因而這里僅從行業(yè)層面的要素密集度進(jìn)行分析。；其次，通過將《中國海關(guān)統(tǒng)計年鑒》上協(xié)調(diào)編碼制（HS）統(tǒng)計體系下的出口商品數(shù)據(jù)按工業(yè)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)重新集結(jié)加總得到各行業(yè)的出口額和加工貿(mào)易出口額集結(jié)加總的轉(zhuǎn)換過程是按照盛斌（2002）所整理的中國海關(guān)統(tǒng)計協(xié)調(diào)編碼與中國工業(yè)行業(yè)的對應(yīng)關(guān)系進(jìn)行的。，前文的各列估計結(jié)果中，均控制了企業(yè)的人均資本存量和行業(yè)特定效應(yīng)，也即控制了要素密集度對工資報酬和勞動生產(chǎn)率以至勞動收入占比的影響。此處考慮要素密集度對各簡約式方程中出口密集度變量估計系數(shù)的影響。根據(jù)SS定理，對于我國而言，資本密集型產(chǎn)品的出口會降低我國的工資報酬，因此方程（4）中出口密集度變量估計系數(shù)顯著為負(fù)可能與企業(yè)出口商品的要素密集度相關(guān)。由于無法獲得企業(yè)微觀層面出口商品的要素密集度，因而這里僅從行業(yè)層面的要素密集度進(jìn)行分析。集結(jié)加總的轉(zhuǎn)換過程是按照盛斌（2002）所整理的中國海關(guān)統(tǒng)計協(xié)調(diào)編碼與中國工業(yè)行業(yè)的對應(yīng)關(guān)系進(jìn)行的。表5要素密集度與加工貿(mào)易的影響ln(lsit)（6）ln(wit)（4）ln(prodit)（5）ln(lsit)（6）ln(wit)（4）ln(prodit)（5）加工貿(mào)易出口比重低的勞動密集型行業(yè)（逐行按加工貿(mào)易出口程度升序排列）食品加工0.172***(0.035)-0.103***(0.021)-0.276***(0.033)木材加工0.245***(0.047)0.020(0.030)-0.225***(0.046)非金屬礦物制品0.369***(0.024)0.101***(0.016)-0.268***(0.023)紡織業(yè)0.182***(0.018)0.071***(0.010)-0.112***(0.017)食品制造0.213***(0.045)0.025(0.029)-0.188***(0.043)金屬制品0.367***(0.021)-0.034**(0.013)-0.401***(0.020)紡織服裝0.298***(0.018)0.037***(0.012)-0.261***(0.018)加工貿(mào)易出口比重高的勞動密集型行業(yè)（逐行按加工貿(mào)易出口程度升序排列）塑料制品0.340***(0.025)-0.113***(0.015)-0.453***(0.024)皮革毛皮0.444***(0.026)0.029(0.021)-0.415***(0.010)家具制造0.385***(0.050)0.008(0.035)-0.376***(0.048)文教體育0.216(1.187)-0.003(0.254)-0.219(0.935)印刷業(yè)0.543***(0.064)-0.165***(0.044)-0.709***(0.061)橡膠制品0.207***(0.054)-0.018(0.036)-0.225***(0.052)加工貿(mào)易出口比重低的資本密集型行業(yè)（逐行按加工貿(mào)易出口程度升序排列）煙草制品0.452(0.316)-1.188***(0.293)-1.641***(0.307)飲料制造-0.263***(0.070)0.034(0.045)0.297***(0.066)黑色金屬冶煉-0.015(0.115)-0.021***(0.002)-0.006(0.118)化學(xué)原料0.224***(0.019)-0.061***(0.021)-0.285***(0.004)醫(yī)藥制造0.095*(0.051)0.038(0.034)-0.057(0.049)化學(xué)纖維0.140*(0.084)-0.058(0.049)-0.198**(0.079)石油加工0.508**(0.223)-0.102(0.135)-0.610***(0.207)通用設(shè)備0.291***(0.021)-0.103***(0.013)-0.394***(0.020)專用設(shè)備0.432***(0.041)-0.095***(0.025)-0.527***(0.038)有色金屬冶煉0.461***(0.096)-0.027(0.052)-0.488***(0.089)加工貿(mào)易出口比重高的資本密集型行業(yè)（逐行按加工貿(mào)易出口程度升序排列）造紙及紙制品0.310***(0.044)0.060**(0.030)-0.250***(0.043)交通運輸0.151***(0.030)-0.064***(0.019)-0.216***(0.029)儀器儀表0.427***(0.045)-0.242***(0.032)-0.670***(0.048)通信設(shè)備0.315***(0.028)-0.287***(0.020)-0.602***(0.030)電氣機械0.442***(0.025)-0.106***(0.016)-0.548***(0.024)綜觀表5各項估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，28個制造業(yè)行業(yè)中共24個行業(yè)（86%）中企業(yè)出口活動對其勞動收入占比產(chǎn)生了顯著的正向作用，文教體育用品制造業(yè)、煙草制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等3個行業(yè)中企業(yè)的出口活動未能對其勞動收入占比產(chǎn)生顯著作用，而飲料制造業(yè)中企業(yè)出口活動對其勞動收入占比產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用。這說明總體而言，工業(yè)行業(yè)出口貿(mào)易會顯著促進(jìn)其勞動收入占比的提高，這種正向促進(jìn)作用的顯著性并不受細(xì)分行業(yè)要素密集度或加工貿(mào)易特征的影響，但具體至出口貿(mào)易影響勞動收入占比的兩種途徑（即影響工資報酬和影響勞動生產(chǎn)率），則受行業(yè)要素密集度和加工貿(mào)易特征的影響。勞動密集型行業(yè)的出口貿(mào)易會對其勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，但加工貿(mào)易出口比重高的勞動密集型行業(yè)中該負(fù)向作用絕對值基本大于加工貿(mào)易出口比重低的行業(yè)，即勞動密集型行業(yè)加工貿(mào)易出口會惡化該行業(yè)出口貿(mào)易對勞動生產(chǎn)率的負(fù)向作用。在表中所列的13個勞動密集型行業(yè)中，僅4個行業(yè)（31%）的出口貿(mào)易對工資報酬產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，而非金屬礦物制品業(yè)、紡織業(yè)和紡織服裝鞋帽制造業(yè)等3個（23%）加工貿(mào)易出口比重低的行業(yè)的出口貿(mào)易這3個行業(yè)的出口交貨值在勞動密集型行業(yè)出口交貨總值中所占比重約為42.26%，比重值較大。對其工資報酬產(chǎn)生了顯著的正向作用，其余6個（46%）行業(yè)的出口貿(mào)易對其工資報酬未能產(chǎn)生顯著影響。因此，勞動密集型行業(yè)出口貿(mào)易對其勞動收入占比的顯著正向作用主要源于出口貿(mào)易對勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用這3個行業(yè)的出口交貨值在勞動密集型行業(yè)出口交貨總值中所占比重約為42.26%，比重值較大。資本密集型行業(yè)的出口貿(mào)易會對其勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，但該作用的大小未能表現(xiàn)出明顯的與加工貿(mào)易相關(guān)的特征。資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易對工資報酬的影響則與行業(yè)的加工貿(mào)易出口比重高低存在一定的關(guān)聯(lián)。加工貿(mào)易出口比重高的資本密集型行業(yè)其出口貿(mào)易會對工資報酬產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，而加工貿(mào)易出口比重低的10個資本密集型行業(yè)中，共5個行業(yè)的出口貿(mào)易對工資報酬產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，且該負(fù)向作用較小，其余5個行業(yè)中該負(fù)向作用并不顯著。由此可知，加工貿(mào)易出口比重低的資本密集型行業(yè)的出口貿(mào)易對其勞動收入占比的顯著正向作用主要源于其對勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用；加工貿(mào)易出口比重高的資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易對其勞動收入占比的顯著正向作用由其對工資報酬和勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用共同引致。由此，勞動密集型行業(yè)以及加工貿(mào)易出口比重低的資本密集型行業(yè)，其出口貿(mào)易對勞動收入占比的顯著正向作用主要源于其對勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用；而加工貿(mào)易出口比重高的資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易對其勞動收入占比的顯著正向作用由其對工資報酬和勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用共同引致。勞動密集型行業(yè)的出口貿(mào)易基本未對其工資報酬產(chǎn)生顯著影響，但紡織業(yè)等3個加工貿(mào)易出口比重低的傳統(tǒng)勞動密集型行業(yè)出口貿(mào)易顯著提高了其工資報酬，這說明SS定理在這3個行業(yè)中是成立的。加工貿(mào)易出口比重高和50%的加工貿(mào)易出口比重低的資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易顯著降低了其工資報酬，這也與SS定理預(yù)期一致。而我國工業(yè)行業(yè)的出口貿(mào)易對其勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，且這種負(fù)向作用的顯著性不受行業(yè)要素密集度和加工貿(mào)易的影響。表5的估計結(jié)果與表4所示不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口活動影響差異分析所揭示的主要結(jié)論一致。六、主要結(jié)論與政策建議近兩年來，我國勞動收入占比逐年下降這一現(xiàn)象引起了學(xué)界的廣泛關(guān)注，由2000年的51.38%逐年下降至2007年的39.68%，而這一期間恰好為我國出口貿(mào)易擴張最為迅速的時期。國內(nèi)一些經(jīng)濟學(xué)者也對這一現(xiàn)象表示了憂慮。在這一背景下，考察我國出口貿(mào)易擴張對勞動收入占比的影響就顯著得尤為重要。文章首先從勞動收入占比的數(shù)學(xué)計算式出發(fā)，得到出口貿(mào)易影響勞動收入占比的兩種途徑，并通過聯(lián)立方程的估計對這兩種途徑均進(jìn)行了較為細(xì)致的實證分析。文章得出的主要結(jié)論歸納如下：由于中國企業(yè)出口擴張的加工貿(mào)易依賴特征，企業(yè)的出口貿(mào)易對其工資報酬和勞動生產(chǎn)率均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，且其對前者作用的絕對值顯著小于后者，以致出口貿(mào)易對企業(yè)勞動收入占比的作用卻顯著為正。這一結(jié)論不受考察年份的影響。具體至出口行業(yè)的要素密集度和加工貿(mào)易出口比重差異，則發(fā)現(xiàn)勞動密集型行業(yè)以及加工貿(mào)易出口比重低的資本密集型行業(yè)，其出口貿(mào)易對勞動收入占比的顯著正向作用主要源于其對勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用；而加工貿(mào)易出口比重高的資本密集型行業(yè)出口貿(mào)易對其勞動收入占比的顯著正向作用由其對工資報酬和勞動生產(chǎn)率的顯著負(fù)向作用共同引致。出口貿(mào)易影響的這種要素密集度差異與加工貿(mào)易出口比重差異，反映至不同經(jīng)濟性質(zhì)企業(yè)出口貿(mào)易影響差異即表現(xiàn)為企業(yè)出口活動對其工資報酬的顯著負(fù)向作用主要體現(xiàn)于外資企業(yè)的出口活動，且外資企業(yè)出口活動對勞動生產(chǎn)率的負(fù)向作用在絕對值上要大于內(nèi)資企業(yè)的出口活動。盡管大量經(jīng)驗證據(jù)證實了出口貿(mào)易有力地推動了我國總體經(jīng)濟增長與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，然而我們需要謹(jǐn)慎評價出口貿(mào)易對改善勞動收入分配的作用。雖然工業(yè)企業(yè)微觀層面的證據(jù)表明，出口貿(mào)易有利于提高勞動收入占比，改善勞動收入分配，但出口貿(mào)易對勞動收入占比的這種改善作用并不值得欣喜，因為這是以工資報酬和勞動生產(chǎn)率的“雙重惡化”為代價的。即使是符合比較優(yōu)勢理論的勞動密集型行業(yè)的出口貿(mào)易，也未能如國際貿(mào)易理論所預(yù)期的促進(jìn)我國勞動力工資報酬的提升，部分勞動密集型行業(yè)由于加工貿(mào)易出口比重較高反而抑制了勞動力工資報酬的提高。而無論是勞動密集型抑或是資本密集型行業(yè)，出口貿(mào)易均顯著地阻礙了出口企業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。這種“雙重惡化”作用無疑將不利于經(jīng)濟的持續(xù)增長和勞動者福利的改善。我們更希望看到這樣一種結(jié)果，出口擴張帶來了工資報酬和勞動生產(chǎn)率的同時增長，且工資報酬增長速度快于勞動生產(chǎn)率的增長速度，勞動收入占比得以提高，即實現(xiàn)“雙贏局面”而非“雙重惡化”。因此，我們要逐漸擺脫對加工貿(mào)易的依賴，提升出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，向國際分工中具有的較高技術(shù)含量和附加值的生產(chǎn)環(huán)節(jié)發(fā)展，不僅有利于發(fā)揮出口貿(mào)易在我國勞動收入分配與員工報酬增長的積極作用，也有利于促進(jìn)企業(yè)勞動生產(chǎn)率增長從而實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，以充分發(fā)揮企業(yè)出口對我國經(jīng)濟發(fā)展與收益分配的帶動作用。在這一過程中，需注重外資的作用。2000-2007年業(yè)外資企業(yè)出口在我國出口總額中的比重由48%上升至57%，而高新技術(shù)產(chǎn)品出口中外資企業(yè)出口所占比重更是高達(dá)80%以上，但外資企業(yè)的出口貿(mào)易方式卻是以加工貿(mào)易為主，它們將中國作為組裝基地和出口平臺。伴隨供給的不斷增長，這類企業(yè)面臨的貿(mào)易條件日益惡化，為了維持已經(jīng)攤薄的利潤，它們會進(jìn)一步壓低勞動力成本，以致我國企業(yè)出口活動對其工資報酬的顯著負(fù)向作用主要體現(xiàn)于外資企業(yè)的出口活動。因此，也應(yīng)引導(dǎo)和鼓勵外資企業(yè)由低技術(shù)含量、低附加值的生產(chǎn)環(huán)節(jié)向高技術(shù)含量、高附加值的生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)換。尤其是對于通信設(shè)備計算機及其它電子設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)等出口加工貿(mào)易比重高的高技術(shù)行業(yè)，應(yīng)著重引進(jìn)具有核心技術(shù)和優(yōu)秀管理經(jīng)驗的跨國公司，或引導(dǎo)跨國公司把技術(shù)含量高的加工制造環(huán)節(jié)和研發(fā)中心轉(zhuǎn)移到我國，增強加工貿(mào)易企業(yè)自主開發(fā)和創(chuàng)新能力。參考文獻(xiàn)：白重恩、錢震杰,2009:《國民收入的要素分配：統(tǒng)計數(shù)據(jù)背后的故事》,《經(jīng)濟研究》第3期。白重恩、錢震杰、武康平,2008:《中國工業(yè)部門要素分配份額決定因素研究》,《經(jīng)濟研究》第8期。包群、蘇利,2009:《高新技術(shù)產(chǎn)品出口帶來了更多技術(shù)外溢嗎》,《世界經(jīng)濟文匯》第5期。李春頂、趙美英,2010:《出口貿(mào)易是否提高了我國企業(yè)的生產(chǎn)率？基于中國2007年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗》,《財經(jīng)研究